離岸與在岸人民幣匯率聯(lián)動(dòng)效應(yīng)研究

馮永琦+遲靜

摘要：隨著香港離岸人民幣匯率市場(chǎng)的發(fā)展，離岸人民幣匯率價(jià)格體系不斷地完善。本文運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)和BEKK-GARCH（1，1）模型，研究了在岸和離岸人民幣匯率之間的價(jià)格溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)，結(jié)果顯示：在岸人民幣即期和遠(yuǎn)期匯率對(duì)離岸匯率能夠產(chǎn)生較為顯著的價(jià)格溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)；NDF匯率對(duì)在岸即期和遠(yuǎn)期匯率有顯著地價(jià)格溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)；離岸即期匯率對(duì)在岸遠(yuǎn)期匯率有顯著地價(jià)格溢出效應(yīng)，但波動(dòng)溢出效應(yīng)較弱；離岸即期匯率對(duì)在岸即期匯率未產(chǎn)生價(jià)格溢出效應(yīng)，但波動(dòng)溢出效應(yīng)顯著。

關(guān)鍵詞：離岸人民幣；在岸人民幣；價(jià)格溢出效應(yīng)；波動(dòng)溢出效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F8302文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

2008年底，中國(guó)大陸提出了人民幣國(guó)際化戰(zhàn)略，跨境人民幣結(jié)算和發(fā)展離岸人民幣市場(chǎng)成為推動(dòng)人民幣國(guó)際化進(jìn)程的主要舉措。目前，香港人民幣離岸市場(chǎng)已經(jīng)取得了明顯進(jìn)展，離岸人民幣匯率價(jià)格體系也趨于完善?，F(xiàn)在境內(nèi)外人民幣匯率市場(chǎng)主要有三個(gè)：一是1994年4月建立的中國(guó)大陸銀行間外匯交易市場(chǎng)，主要即期匯率（簡(jiǎn)稱CNY）和遠(yuǎn)期匯率（簡(jiǎn)稱DF）兩種形式；二是1996年6月在新加坡建立的無(wú)本金交割人民幣遠(yuǎn)期交易市場(chǎng)（簡(jiǎn)稱NDF）；三是香港離岸人民幣外匯市場(chǎng)（簡(jiǎn)稱CNH）。雖然早在2004年2月香港人民幣即期匯率隨著香港離岸人民幣匯對(duì)業(yè)務(wù)的展開(kāi)而出現(xiàn)，但直到2011年6月年香港財(cái)資市場(chǎng)公會(huì)正式發(fā)布人民幣離岸即期匯率定盤(pán)價(jià)，才標(biāo)志著香港離岸人民幣匯率體系的形成。

隨著香港人民幣離岸市場(chǎng)的不斷發(fā)展，市場(chǎng)主體可以在人民幣境內(nèi)外市場(chǎng)間進(jìn)行套利和套匯活動(dòng)，資金可以通過(guò)人民幣跨境貿(mào)易結(jié)算、人民幣FDI、三類機(jī)構(gòu)①、RQFII等方式在兩個(gè)市場(chǎng)流動(dòng)，離岸與在岸市場(chǎng)之間的反饋機(jī)制逐步形成。此外，人民幣無(wú)本金交割遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)也允許參與者進(jìn)行套利活動(dòng)，且該市場(chǎng)基本不受約束，NDF匯率反映了海外投資主體對(duì)人民幣走勢(shì)的預(yù)期。套利機(jī)制的存在使得NDF市場(chǎng)、CNH市場(chǎng)以及CNY市場(chǎng)匯率相互影響，那么這三個(gè)不同市場(chǎng)的匯率是如何相互影響的呢？

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于境內(nèi)外不同市場(chǎng)人民幣匯率價(jià)格相關(guān)問(wèn)題的研究，以往主要集中在兩個(gè)方面：一是境內(nèi)外人民幣外匯市場(chǎng)的價(jià)格問(wèn)題，二是境內(nèi)外人民幣匯率價(jià)格的內(nèi)在聯(lián)系（傳導(dǎo)關(guān)系或聯(lián)動(dòng)效應(yīng)）問(wèn)題。關(guān)于對(duì)人民幣外匯市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)問(wèn)題的研究，主要是針對(duì)境內(nèi)外人民幣遠(yuǎn)期市場(chǎng)進(jìn)行的。Hung-Gay Fung等（2004）對(duì)人民幣NDF的價(jià)格發(fā)功能進(jìn)行了研究，論證了遠(yuǎn)期市場(chǎng)在不同時(shí)期對(duì)人民幣匯率預(yù)期效果的差異。潘慧峰等（2009）分析了人民幣遠(yuǎn)期市場(chǎng)的定價(jià)權(quán)歸屬及其穩(wěn)定性問(wèn)題，發(fā)現(xiàn)NDF市場(chǎng)在總體上享有定價(jià)權(quán)，其穩(wěn)定性經(jīng)歷了上升、下降、再上升的過(guò)程。楊玲玲、孫海霞（2011）的檢驗(yàn)結(jié)果表明境內(nèi)外遠(yuǎn)期匯率都拒絕了市場(chǎng)有效性假說(shuō)，兩類匯率對(duì)即期人民幣匯率的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能都不夠強(qiáng)。離岸CNH遠(yuǎn)期市場(chǎng)的出現(xiàn)使NDF 信息中心優(yōu)勢(shì)與價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能弱化，改變了之前對(duì)在岸即期市場(chǎng)價(jià)格的引導(dǎo)關(guān)系（陳波帆，2012）。對(duì)境內(nèi)外人民幣即期匯率市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的研究較少，只有朱鈞鈞和劉文財(cái)（2012）采用高頻數(shù)據(jù)，分析了境內(nèi)外人民幣即期匯率之間的價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力，結(jié)果顯示境內(nèi)人民幣匯率擁有90%的價(jià)格發(fā)現(xiàn)貢獻(xiàn)度，即境內(nèi)市場(chǎng)仍然掌握著人民幣匯率的定價(jià)權(quán)，境內(nèi)市場(chǎng)的人民幣價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力主要來(lái)源于人民幣中間價(jià)。

關(guān)于境內(nèi)外人民幣匯率傳導(dǎo)關(guān)系或聯(lián)動(dòng)效應(yīng)的問(wèn)題，在香港離岸即期匯率定盤(pán)價(jià)出現(xiàn)以前，學(xué)者們主要研究境外NDF市場(chǎng)與境內(nèi)即期和（或）遠(yuǎn)期匯率之間的關(guān)系。一種觀點(diǎn)認(rèn)為境內(nèi)即期或遠(yuǎn)期匯率具有更強(qiáng)的價(jià)格引導(dǎo)作用，盡管“721”匯率改革以來(lái)境內(nèi)外市場(chǎng)的相互作用加強(qiáng)，但境內(nèi)即期市場(chǎng)顯現(xiàn)出本土信息優(yōu)勢(shì)（黃學(xué)軍、吳沖鋒，2006），國(guó)內(nèi)遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)是人民幣外匯市場(chǎng)的信息中心（代幼渝等，2007）。境內(nèi)人民幣遠(yuǎn)期市場(chǎng)自2007年下半年起已經(jīng)能夠?qū)惩馐袌?chǎng)的價(jià)格產(chǎn)生引導(dǎo)作用（王曦、鄭雪峰，2009）。境內(nèi)人民幣匯率仍然起到了“錨”的作用，特別當(dāng)離岸人民幣匯率進(jìn)一步走弱時(shí)，市場(chǎng)存在力量拉動(dòng)其向在岸人民幣匯率靠攏（He Dong，2011）。這些研究結(jié)論主要是運(yùn)用協(xié)整關(guān)系的Granger因果檢驗(yàn)以及VAR模型的脈沖響應(yīng)和方差分解等方法。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為境外NDF市場(chǎng)對(duì)境內(nèi)人民幣匯率具有更強(qiáng)或單向的價(jià)格引導(dǎo)作用。人民幣NDF 市場(chǎng)對(duì)境內(nèi)即期匯率制度形成機(jī)制具有重要影響（Funke和Gronwald，2008），境外人民幣NDF單向引導(dǎo)境內(nèi)人民幣遠(yuǎn)期，人民幣NDF 市場(chǎng)對(duì)境內(nèi)即期市場(chǎng)具有單向報(bào)酬溢出效應(yīng)（徐劍剛等，2007），境外NDF市場(chǎng)的價(jià)格引導(dǎo)力量強(qiáng)于境內(nèi)即期和境內(nèi)遠(yuǎn)期市場(chǎng)（李曉峰、陳華，2008；嚴(yán)敏、巴曙松，2010）。這些研究主要應(yīng)用MA-GARCH或DCC-MGARCH模型，根據(jù)境內(nèi)外人民幣匯率價(jià)格均值溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)的檢驗(yàn)而得出的。

在香港離岸即期匯率定盤(pán)價(jià)出現(xiàn)以后，CNH即期成為研究境內(nèi)外人民幣匯率價(jià)格引導(dǎo)關(guān)系的重要變量。Prasad和Ye （2012）發(fā)現(xiàn)2010年第四季度后，CNH 即期和CNY 即期價(jià)格之間的相關(guān)程度顯著提高，不同市場(chǎng)人民幣匯率之間的信息溢出程度加強(qiáng)，境內(nèi)外市場(chǎng)融合程度不斷提高（修晶、周穎，2013）。對(duì)于CNH即期與CNY即期之間的關(guān)系也存在兩個(gè)觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為CNH即期與CNY即期之間不存在價(jià)格引導(dǎo)關(guān)系，但是CNY即期與NDF之間存在價(jià)格引導(dǎo)關(guān)系（Ding和Tse，2011）；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為境內(nèi)人民幣即期價(jià)格引導(dǎo)香港人民幣即期價(jià)格，CNY市場(chǎng)仍然具備人民幣匯率定價(jià)的主動(dòng)性，同時(shí)NDF市場(chǎng)對(duì)香港和境內(nèi)人民幣價(jià)格存在較強(qiáng)影響，但影響力開(kāi)始減弱，短期內(nèi)CNH市場(chǎng)還無(wú)法引導(dǎo)或完全取代NDF市場(chǎng)（賀曉博、張笑梅，2012；伍戈、裴誠(chéng)，2012；趙保國(guó)等，2012）。出現(xiàn)這兩種觀點(diǎn)差異的主要原因是選取樣本數(shù)據(jù)的時(shí)期有所區(qū)別，但是他們的共同點(diǎn)都認(rèn)為香港人民幣即期匯率的市場(chǎng)影響力仍然處于較低水平。在這些研究中，伍戈和裴誠(chéng)（2012）、修晶和周穎（2013）分別運(yùn)用了AR-GARCH和MVGARCH模型。

通過(guò)已有的研究可以看出：第一，關(guān)于人民幣價(jià)格發(fā)現(xiàn)的研究主要集中在人民幣遠(yuǎn)期市場(chǎng)，這主要與遠(yuǎn)期市場(chǎng)相對(duì)更容易具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的特征有關(guān)。實(shí)際上，隨著人民幣離岸市場(chǎng)的發(fā)展，其價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能首先體現(xiàn)在離岸人民幣即期匯率價(jià)格的形成上，而且離岸人民幣即期匯率已經(jīng)成為分析境內(nèi)外人民幣匯率價(jià)格相互關(guān)系時(shí)不可缺少的重要變量。所以，對(duì)離岸人民幣即期匯率市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)或定價(jià)影響力的研究具有重要意義。第二，在研究方法上，稍早的研究主要運(yùn)用協(xié)整關(guān)系的Granger因果檢驗(yàn)，以及VAR模型的脈沖響應(yīng)和方差分解等方法來(lái)分析價(jià)格報(bào)酬上的信息傳導(dǎo)；在此之后，AR-GARCH和DCC-MGARCH 等GARCH族模型成為檢驗(yàn)人民幣匯率價(jià)格在不同市場(chǎng)間波動(dòng)溢出效應(yīng)等內(nèi)在聯(lián)系的重要方法。多元向量GARCH模型在考察多個(gè)市場(chǎng)收益率波動(dòng)性的相關(guān)關(guān)系方面具有很好的效果，它充分考慮了條件方差協(xié)方差之間的相互影響，從而形成更為精確的參數(shù)估計(jì)值。本文選取Granger因果檢驗(yàn)和BEKK-MGARCH模型，分析三個(gè)市場(chǎng)收益率之間價(jià)格溢出效用和波動(dòng)溢出效應(yīng)。

二、離岸與在岸人民幣匯率的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)

金融資產(chǎn)的供求關(guān)系會(huì)影響金融資產(chǎn)價(jià)格，而金融市場(chǎng)中各因素的變化會(huì)通過(guò)金融資產(chǎn)的供求關(guān)系對(duì)價(jià)格產(chǎn)生不同程度的影響。金融市場(chǎng)彼此之間有著較高的關(guān)聯(lián)性，隨著金融自由化的日益加深，不同金融市場(chǎng)之間的信息傳遞速度將越來(lái)越快，信息傳遞速度的加快會(huì)加強(qiáng)各金融資產(chǎn)之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)，使金融資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)不僅受到自身波動(dòng)的影響，還受到其他金融市場(chǎng)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的影響。本文將通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)和BEKK-GARCH模型，對(duì)香港離岸人民幣即期匯率定盤(pán)價(jià)出現(xiàn)后境內(nèi)外人民幣匯率市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行分析。

（一）數(shù)據(jù)的選取與統(tǒng)計(jì)性描述

本文重點(diǎn)分析香港離岸人民幣即期匯率定盤(pán)價(jià)的出現(xiàn)，對(duì)境內(nèi)外人民幣市場(chǎng)間匯率聯(lián)動(dòng)關(guān)系的影響，數(shù)據(jù)的選取從2011年6月28日至2014年3月14日的境內(nèi)人民幣遠(yuǎn)期匯率②（DF），境內(nèi)人民幣即期匯率（CNY）、香港離岸人民幣即期匯率（CNH）以及境外無(wú)本金交割遠(yuǎn)期匯率（NDF）。其中境內(nèi)人民幣遠(yuǎn)期匯率數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)銀行數(shù)據(jù)，境內(nèi)人民幣即期匯率數(shù)據(jù)來(lái)源于外匯管理局，香港離岸人民幣即期匯率及人民幣NDF匯率數(shù)據(jù)來(lái)源于香財(cái)資市場(chǎng)公會(huì)。經(jīng)過(guò)對(duì)非共同市場(chǎng)開(kāi)放日的數(shù)據(jù)剔除，本文得到數(shù)據(jù)樣本638個(gè)，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)差處理，得出境內(nèi)外匯率市場(chǎng)連續(xù)復(fù)利下的收益率。

表1對(duì)境內(nèi)外人民幣匯率收益率進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)描述，CNH和DF的收益率數(shù)據(jù)表現(xiàn)為尖峰且數(shù)據(jù)分布正偏離；CNY和 NDF收益率數(shù)據(jù)表現(xiàn)為尖峰切數(shù)據(jù)分布負(fù)偏離，均不符合正太分布特征，進(jìn)一步通過(guò)JB統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，根據(jù)p均小于1%，拒絕收益率數(shù)據(jù)分布是正太分布的原假設(shè)。由于以上數(shù)據(jù)均不符合正態(tài)分布且均有較為明顯的尖峰后尾特征，故一般的以正態(tài)分布為假設(shè)前提的模型（如多元回歸模型）不能用來(lái)檢測(cè)各收益率之間的關(guān)系。

（二）格蘭杰因果檢驗(yàn)

本文運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)法來(lái)研究境內(nèi)外人民幣匯率之間的線性關(guān)系，該檢驗(yàn)解決了X是否引起Y的問(wèn)題，主要是看現(xiàn)在的Y能在多大程度被X解釋，加上X的滯后項(xiàng)是否是自變量的解釋程度提高。如果X在Y的預(yù)測(cè)中有所幫助或者X與Y在相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)上顯著是，就可以說(shuō)“Y是由X的Granger引起的”，直觀表現(xiàn)為以上兩個(gè)方程滯后項(xiàng)的系數(shù)是否顯著不為零，從而判斷X或Y在統(tǒng)計(jì)上能否對(duì)Y或X產(chǎn)生顯著影響，并判斷該影響為單向或者雙向。進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的一個(gè)前提條件是時(shí)間序列具有平穩(wěn)性，否則會(huì)出現(xiàn)虛假回歸問(wèn)題。因此，在進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)前應(yīng)對(duì)各個(gè)收益率時(shí)間的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。為了保證結(jié)果的可靠性，本文運(yùn)用ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。

Xt=∑[DD（]n[]i=1[DD）]aiYt-i+∑[DD（]n[]j=1[DD）]bjXt-j+u1

Yt=∑[DD（]m[]i=1[DD）]ciXt-i+∑[DD（]m[]j=1[DD）]djYt-j+u2

如表2所示，境內(nèi)外匯率收益率時(shí)間序列均在1%的置信水平下為平穩(wěn)序列，可以用Granger因果檢驗(yàn)對(duì)各變量之間的價(jià)格溢出效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。在構(gòu)建Granger因果檢驗(yàn)過(guò)程中，本文構(gòu)建變量的VAR模型來(lái)選擇最優(yōu)滯后階數(shù)。通過(guò)對(duì)LR、FRE、 AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)、 HQ信息準(zhǔn)則數(shù)據(jù)的分析，確定在Granger因果檢驗(yàn)中所用的最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如表3所示。根據(jù)選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)，本文對(duì)各匯率市場(chǎng)收益率之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

通過(guò)對(duì)表3的格蘭杰因果檢驗(yàn)，得出以下結(jié)論：首先，在境內(nèi)人民幣匯率市場(chǎng)與香港CNH市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系方面，CNY在1%的置信水平下對(duì)CNH匯率存在單項(xiàng)的價(jià)格溢出效應(yīng)，境內(nèi)人民幣遠(yuǎn)期匯率與香港CNH之間在1%的置信水平下存在雙向的價(jià)格溢出效應(yīng)；其次，在境內(nèi)人民幣匯率市場(chǎng)與NDF市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系方面，在5%的置信水平下CNY與NDF之間存在雙向的價(jià)格溢出效應(yīng)，境內(nèi)人民幣遠(yuǎn)期匯率與香港NDF之間在1%的置信水平下存在雙向的價(jià)格溢出效應(yīng)；第三，在境內(nèi)人民幣匯率間與境外人民幣匯率市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系方面，單純研究境內(nèi)CNY與DF之間的關(guān)系，二者在5%的置信水平下存在雙向的價(jià)格溢出效應(yīng)，境外CNH與NDF之間在1%的置信水平下存在雙向的價(jià)格溢出效應(yīng)。

（三）多元GARCH-BEKK（1，1）模型檢驗(yàn)

目前，GARCH模型和其眾多的擴(kuò)展模型廣泛地應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)金融領(lǐng)域的分析，多元GARCH模型多用來(lái)分析多個(gè)市場(chǎng)之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)。本文采用BEKK形式的GARCH模型來(lái)考慮境內(nèi)外人民幣匯率收益率之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)，GARCH-BEKK（1，1）模型是由Engle和Kroner（1995）提出，其優(yōu)點(diǎn)在于方差矩陣正定的基礎(chǔ)上估計(jì)較少的參數(shù)，以提高模型的自由度，條件方差的一班形式為：

Ht=CCT+∑[DD（]q[]j=1[DD）]Ajεi-jεti-jAtj+∑[DD（]p[]i=1[DD）]BiHt-1BTi

其中Ht是正定矩陣，C是常數(shù)項(xiàng)且CCT正定，A和B矩陣分別為ARCH和CARCH效應(yīng)項(xiàng)的系數(shù)矩陣。本文通過(guò)對(duì)A、B系數(shù)矩陣中的協(xié)方差的顯著性檢驗(yàn)以及其聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)，來(lái)分析境內(nèi)外人民幣匯率收益率之間的波動(dòng)溢出效用，其中系數(shù)檢驗(yàn)運(yùn)用的是t檢驗(yàn)，本文給出t檢驗(yàn)的p值，聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)運(yùn)用Wald檢驗(yàn)。

1.CNY即期、CNH即期及NDF市場(chǎng)之間的檢驗(yàn)。首先，通過(guò)對(duì)CNY即期、CNH即期及NDF市場(chǎng)構(gòu)建三元BEKK-GARCH（1，1）模型，得出模型的A和B矩陣的對(duì)角線元素均在1%的置信水平下顯著，拒絕對(duì)角線系數(shù)為零的原假設(shè)，這說(shuō)明CNY即期、CNH即期及NDF市場(chǎng)的波動(dòng)均受到自身波動(dòng)的顯著影響；其次，從Q（12）和Q2（12）統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，對(duì)于條件方差的標(biāo)準(zhǔn)化殘差序列不存在序列相關(guān)性以及ARCH效應(yīng)的原假設(shè)，在1%的置信水平下均可以接受，說(shuō)明GARCH模型構(gòu)建有效；第三，對(duì)于A矩陣和B矩陣交叉項(xiàng)，通過(guò)對(duì)各個(gè)交叉項(xiàng)系數(shù)的t-檢驗(yàn)，aij、aji、bij、bji并未同時(shí)為零，說(shuō)明各市場(chǎng)間存在波動(dòng)溢出效應(yīng)（見(jiàn)表4）；第四，為進(jìn)一步檢驗(yàn)CNY即期、CNH即期及NDF三個(gè)市場(chǎng)間匯率的波動(dòng)溢出效應(yīng)，現(xiàn)對(duì)方差方程系數(shù) 進(jìn)行Wald檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

通過(guò)對(duì)變量之間的波動(dòng)溢出關(guān)系進(jìn)行Wald聯(lián)合性檢驗(yàn)，得出各變量報(bào)酬率之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)如下：

（1）CNY和CNH市場(chǎng)條件方差系數(shù)a21和b21的t-檢驗(yàn)，分別在5%和1%的置信水平下拒絕原假設(shè)，其Wald聯(lián)合性檢驗(yàn)，a21=b21=0的原假設(shè)在5%的置信水平下被拒絕，說(shuō)明CNH市場(chǎng)受到CNH市場(chǎng)的ARCH和GARCH效應(yīng)；a12=0和b12=0的原假設(shè)被拒絕而Wald檢驗(yàn)，認(rèn)為a12=b12=0不成立，說(shuō)明CNY市場(chǎng)受到CNH市場(chǎng)的ARCH和GARCH效應(yīng)。綜上分析，本文認(rèn)為CNY市場(chǎng)和CNH市場(chǎng)之間存在顯著地雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)。

（2）CNY和NDF市場(chǎng)條件方差系數(shù)a13和b13的t-檢驗(yàn)，均在1%的置信水平下拒絕原假設(shè)，其Wald聯(lián)合性檢驗(yàn)，a13=b13=0的原假設(shè)在1%的置信水平下被拒絕，說(shuō)明CNY市場(chǎng)受到NDF市場(chǎng)的ARCH和GARCH效應(yīng)；a31=0和b31=0的原假設(shè)分別在5%和1%的顯著水平下被拒絕；通過(guò)Wald檢驗(yàn)，本文認(rèn)為a31=b31=0不成立，說(shuō)明NDF市場(chǎng)受到CNY市場(chǎng)的ARCH和GARCH效應(yīng)。因此，可以認(rèn)為CNY市場(chǎng)和NDF市場(chǎng)之間存在較為顯著的雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)。

（3）CNH和NDF市場(chǎng)條件方差系數(shù)，接受a23=0的原假設(shè)，在10%的顯著性水平下拒絕b23=0的原假設(shè)；Wald聯(lián)合性檢驗(yàn)，a23=b23=0的原假設(shè)在10%的置信水平下被拒絕，說(shuō)明CNH市場(chǎng)受到NDF市場(chǎng)波動(dòng)的影響較??；a23=0的原假設(shè)被接受，而b32=0的原假設(shè)在10%的置信水平下被拒絕，進(jìn)而Wald檢驗(yàn)，認(rèn)為a23=b23=0在10%的顯著性水平下不成立，說(shuō)明NDF市場(chǎng)受到CNH市場(chǎng)的ARCH效應(yīng)，綜上分析可以認(rèn)為CNH市場(chǎng)和NDF市場(chǎng)之間存在較弱的雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)。

2.DF遠(yuǎn)期、CNH即期及NDF市場(chǎng)之間的檢驗(yàn)。首先，通過(guò)對(duì)DF遠(yuǎn)期、CNH即期及NDF市場(chǎng)構(gòu)建三元BEKK-GARCH（1，1）模型，得出模型的A和B矩陣的對(duì)角線元素均在1%的置信水平下顯著，拒絕對(duì)角線系數(shù)為零的原假設(shè)，說(shuō)明CNY即期、CNH即期及NDF市場(chǎng)的波動(dòng)均受到前期波動(dòng)的顯著影響，及各變量都具有波動(dòng)溢出效應(yīng)；其次，從Q（12）和Q2（12）統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，對(duì)于條件方差的標(biāo)準(zhǔn)化殘差序列不存在序列相關(guān)性以及ARCH效應(yīng)的原假設(shè)，在1%的置信水平下均可以接受，說(shuō)明GARCH模型構(gòu)建有效；第三，對(duì)于A矩陣和B矩陣交叉項(xiàng)，通過(guò)對(duì)各個(gè)交叉項(xiàng)系數(shù)的t-檢驗(yàn)，aij、aji、bij、bji并未同時(shí)為零，說(shuō)明各市場(chǎng)間存在波動(dòng)溢出效應(yīng)（見(jiàn)表6）；第四，為進(jìn)一步檢驗(yàn)DF遠(yuǎn)期、CNH即期及NDF三個(gè)市場(chǎng)間匯率的波動(dòng)溢出效應(yīng)，現(xiàn)對(duì)方差方程系數(shù)a12、a21、b12、b21進(jìn)行Wald檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7。

通過(guò)對(duì)變量之間的波動(dòng)溢出關(guān)系進(jìn)行Wald聯(lián)合性檢驗(yàn)，得出各變量報(bào)酬率之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)。對(duì)模型結(jié)果的具體分析如下：

（1）DF和CNH市場(chǎng)的條件方差系數(shù)，a12和b21的t-檢驗(yàn)，均在1%的置信水平下拒絕原假設(shè)，其Wald聯(lián)合性檢驗(yàn)，a21=b21=0的原假設(shè)在1%的置信水平下被拒絕，說(shuō)明CNH市場(chǎng)受到DF市場(chǎng)的ARCH和GARCH效應(yīng)。a12=0的原假設(shè)被拒絕，而b12=0的原假設(shè)被接受，進(jìn)而Wald和檢驗(yàn)，認(rèn)為a12=b12=0不成立，說(shuō)明DF市場(chǎng)受到CNH市場(chǎng)的ARCH效應(yīng)。因此，DF市場(chǎng)和CNH市場(chǎng)之間存在雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)，但DF市場(chǎng)對(duì)CNH市場(chǎng)的影響力更大，且更為深遠(yuǎn)。

（2）DF和NDF市場(chǎng)的條件方差系數(shù)，a13和b13的t-檢驗(yàn)，均在1%的置信水平下拒絕原假設(shè)，其Wald聯(lián)合性檢驗(yàn)，a13=b13=0的原假設(shè)在1%的置信水平下被拒絕，說(shuō)明DF市場(chǎng)受到NDF市場(chǎng)的ARCH和GARCH效應(yīng)。a31=0的原假設(shè)被接受，而b31=0的原假設(shè)在5%置信水平下被拒絕，Wald檢驗(yàn)認(rèn)為a31=b31=0不成立，說(shuō)明NDF市場(chǎng)受到DF市場(chǎng)的ARCH效應(yīng)。因此，DF市場(chǎng)和NDF市場(chǎng)之間存在雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)，但NDF市場(chǎng)對(duì)DF市場(chǎng)的影響力更大，且更為深遠(yuǎn)。

（3）CNH和NDF市場(chǎng)的條件方差系數(shù)，a23和b23的t-檢驗(yàn)，均在1%的置信水平下拒絕原假設(shè)，其Wald聯(lián)合性檢驗(yàn)，a23=b23=0的原假設(shè)在1%的置信水平下被拒絕，說(shuō)明CNH市場(chǎng)受到NDF市場(chǎng)的ARCH和GARCH效應(yīng)；a23=0的原假設(shè)被接受，而b32=0的原假設(shè)在1%的置信水平下被拒絕，進(jìn)而Wald檢驗(yàn)，認(rèn)為a23=b23=0不成立，與上文在CNY市場(chǎng)影響下的CNH和NDF之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)結(jié)果基本一致，說(shuō)明NDF市場(chǎng)受到CNH市場(chǎng)的ARCH效應(yīng)。通過(guò)表6和表7的檢驗(yàn)結(jié)果可以認(rèn)為CNH市場(chǎng)和NDF市場(chǎng)之間存在雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)，但NDF市場(chǎng)對(duì)CNH市場(chǎng)的影響力更明顯。

三、主要結(jié)論及政策建議

（一）主要結(jié)論

第一，在岸人民幣即期匯率CNY和遠(yuǎn)期匯率DF對(duì)離岸匯率產(chǎn)生較為顯著的價(jià)格溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)，境內(nèi)人民幣匯率的本土信息優(yōu)勢(shì)明顯，能夠?qū)惩馊嗣駧艆R率產(chǎn)生較強(qiáng)的溢出效應(yīng)。

第二， NDF匯率對(duì)在岸人民幣即期匯率CNY和遠(yuǎn)期匯率DF有顯著地價(jià)格溢出效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)，香港人民幣即期匯率CNH對(duì)在岸遠(yuǎn)期匯率DF有顯著地價(jià)格溢出效應(yīng)，但卻只有較弱的波動(dòng)溢出效應(yīng)。此外，香港人民幣即期匯率CNH對(duì)在岸即期匯率CNY未產(chǎn)生價(jià)格溢出效應(yīng)，但波動(dòng)溢出效應(yīng)顯著。因此，可以認(rèn)為NDF市場(chǎng)的發(fā)展已經(jīng)較為完善，而香港離岸人民幣市場(chǎng)的發(fā)展仍需推進(jìn)。

（二）政策建議

第一，不斷推進(jìn)在岸人民幣匯率形成機(jī)制的市場(chǎng)化進(jìn)程。一般而言，在岸人民幣匯率市場(chǎng)交易規(guī)模較大，本土信息優(yōu)勢(shì)明顯，對(duì)離岸金融市場(chǎng)價(jià)格產(chǎn)生決定性影響，本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果也證實(shí)了該觀點(diǎn)。在2005年人民幣匯率改革之前，由于匯率的形成更多是政策抉擇而非市場(chǎng)形成，所以與離岸匯率市場(chǎng)的關(guān)聯(lián)性不強(qiáng)。隨著人民幣匯率改革的不斷推進(jìn)，人民幣匯率形成機(jī)制逐漸市場(chǎng)化，對(duì)離岸匯率的影響也逐步增強(qiáng)。因此，仍然需要進(jìn)一步推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制的市場(chǎng)化，逐漸放松對(duì)外匯市場(chǎng)的管制，豐富人民幣匯率交易產(chǎn)品，擴(kuò)大市場(chǎng)交易主體，使人民幣匯率能夠更加充分地反應(yīng)市場(chǎng)信息，進(jìn)而促使在岸人民幣匯率具有更強(qiáng)的定價(jià)影響力。

第二，進(jìn)一步推進(jìn)香港離岸人民幣外匯市場(chǎng)的建設(shè)。人民幣國(guó)際化戰(zhàn)略的實(shí)施，在一定程度上要求資本賬戶的逐漸開(kāi)放和人民幣完全可兌換。但是，中國(guó)大陸目前資本賬戶未被完全開(kāi)放，人民幣也沒(méi)有實(shí)現(xiàn)完全可兌換，二者成為人民幣國(guó)際化的制約因素。發(fā)展離岸金融市場(chǎng)、尤其推進(jìn)香港離岸人民幣市場(chǎng)，能夠在一定程度上減低二者對(duì)人民幣國(guó)際化戰(zhàn)略的約束，對(duì)人民幣國(guó)際化進(jìn)程起到良好的促進(jìn)作用。所以，進(jìn)一步完善香港離岸人民幣外匯市場(chǎng)的建設(shè)，首先在市場(chǎng)規(guī)模方面要通過(guò)擴(kuò)大跨境人民幣結(jié)算等渠道來(lái)增加離岸人民幣的資金池，通過(guò)開(kāi)放性的政策鼓勵(lì)更多的交易主體參與到在香港人民幣外匯市場(chǎng)中，增加市場(chǎng)對(duì)人民幣需求的同時(shí)，提高市場(chǎng)的流動(dòng)性；其次，在市場(chǎng)交易產(chǎn)品方面要不斷創(chuàng)新和發(fā)展外匯衍生品，使市場(chǎng)投資者、套期保值者以及套利者均能在市場(chǎng)上得到更多合適的投資機(jī)會(huì)，從而有利于提高市場(chǎng)的活躍度和成熟度。

第三，不斷提高離岸與在岸人民幣市場(chǎng)的關(guān)聯(lián)性。在岸人民幣匯率市場(chǎng)對(duì)離岸人民幣匯率市場(chǎng)具有顯著地影響，起到了人民幣匯率定價(jià)“錨”的作用，而離岸人民幣匯率也對(duì)在岸人民幣匯率也產(chǎn)生了反饋?zhàn)饔?。為了推?dòng)離岸與在岸外匯市場(chǎng)的穩(wěn)定發(fā)展，有必要提高二者之間的關(guān)聯(lián)性和信息交流能力，從而使離岸與在岸匯率能夠在合理范圍內(nèi)浮動(dòng)。因此，需要逐漸有序地開(kāi)放境內(nèi)外匯市場(chǎng)，鼓勵(lì)在岸金融機(jī)構(gòu)參與離岸外匯市場(chǎng)，逐漸允許境外機(jī)構(gòu)參與到境內(nèi)外匯市場(chǎng)及外匯產(chǎn)品交易中，促進(jìn)和提高離岸與在岸人民幣市場(chǎng)的信息流通和聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。

注釋：

①指境外中央銀行或貨幣當(dāng)局，香港、澳門(mén)地區(qū)人民幣業(yè)務(wù)清算行，跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算境外參加銀行。

②本文中的在岸遠(yuǎn)期匯率DF、NDF均選擇3月其數(shù)據(jù)，原因在于3月期匯率資產(chǎn)在外匯市場(chǎng)上交易量較大。

③（c，t，k）依次表示常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)，（c，t，b）中的b表示Newey-west帶寬。

④*表示在置信水平為10%情況下拒絕原假設(shè)，**表示在置信水平為5%情況下拒絕原假設(shè)，***表示在置信水平為1%情況下拒絕原假設(shè)。

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（責(zé)任編輯：關(guān)立新）

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（責(zé)任編輯：關(guān)立新）