石建勛,金 政
(1.同濟(jì)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,上海 200092;2.中國人民銀行上??偛?,上海 200120)
基于資產(chǎn)組合理論的人民幣匯率變動實(shí)證研究
石建勛1,金政2
(1.同濟(jì)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,上海 200092;2.中國人民銀行上??偛?,上海 200120)
文章基于資產(chǎn)組合理論,通過構(gòu)建人民幣匯率決定標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程研究了2009—2015年人民幣NDF匯率的變動機(jī)制,并對人民幣匯率錯位水平進(jìn)行了測算。研究結(jié)論表明:資產(chǎn)組合理論可以較好的解釋人民幣NDF匯率的變動情況,并且2009年之后人民幣NDF匯率的變動基本穩(wěn)定,未出現(xiàn)長期持續(xù)的匯率錯位現(xiàn)象。
匯率決定理論;人民幣匯率;匯率錯位
近年來基于匯率決定理論來研究人民幣匯率變動多集中在兩個(gè)方面:購買力平價(jià)理論(PPP)和利率平價(jià)模型(IRP)。其研究存在兩方面問題:第一,無論是購買力平價(jià)理論還是利率平價(jià)理論,對于市場有效性有著嚴(yán)格的假定,并且要求資金可以跨境自由流動,這與當(dāng)前人民幣非自由兌換及我國資本與金融賬戶管制的實(shí)際情況相違背。第二,在模型構(gòu)建時(shí)忽視了人民幣的投資功能,而且沒有考慮到本外幣之間的不完全替代性及不同的資產(chǎn)存在風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)這一實(shí)際情況。
對此,本文基于資產(chǎn)組合理論,通過構(gòu)建人民幣匯率決定標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程研究了2009—2015年人民幣NDF匯率的變動機(jī)制,并對匯率錯位水平進(jìn)行了測算。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比,本文在構(gòu)建人民幣匯率決定模型時(shí)考慮了本外幣貨幣及非貨幣資產(chǎn)間的替代效應(yīng),并統(tǒng)一以人民幣計(jì)價(jià)來構(gòu)建模型,有效克服了計(jì)價(jià)貨幣不統(tǒng)一所造成的估計(jì)精確度不高的問題。
1.1模型設(shè)定
當(dāng)前人民幣貨幣籃子仍然以美元為主導(dǎo),美元走勢對人民幣匯率變動起到了決定性作用,因此本文構(gòu)建中美兩國模型來研究人民幣匯率決定機(jī)制。根據(jù)資產(chǎn)組合理論,假定中國公眾持有的金融資產(chǎn)由三部分組成:
其中,M表示人民幣貨幣資產(chǎn);S表示人民幣非貨幣金融資產(chǎn),即人民幣有價(jià)證券;F表示中國持有的美國市場非貨幣金融資產(chǎn),即美元證券;e表示人民幣對美元匯率。同樣,假定美國公眾持有的金融資產(chǎn)W*的表達(dá)式為:
其中,M*表示美元貨幣資產(chǎn);S*表示美國持有的人民幣證券;F*表示美元證券。變量W*,M*,F(xiàn),F(xiàn)*均以美元計(jì)價(jià),而W,M,S,S*均以人民幣計(jì)價(jià)?;贑ushman(2007)的假定,貨幣需求僅與國內(nèi)名義利率和名義收入有關(guān):
其中,i,i*分別表示中美兩國名義利率;Y,Y*分別表示中美兩國公眾的名義收入;a,a*∈(0,1)是名義利率的函數(shù),分別表示中美公眾持有的貨幣資產(chǎn)占其收入的比重。此外,中美公眾對于人民幣證券資產(chǎn)的需求與中美名義利差(i-i*)有關(guān):
其中,b,b*∈(0,1)是名義利差(i-i*)的單增函數(shù),分別表示中美公眾持有非貨幣金融資產(chǎn)中本國資產(chǎn)所占比例。由于存在資產(chǎn)不完全替代性和風(fēng)險(xiǎn)厭惡,公眾更偏好于本國證券資產(chǎn),因此b>b*。本文在構(gòu)建匯率決定模型時(shí)統(tǒng)一以人民幣計(jì)價(jià),這樣能有效避免計(jì)價(jià)貨幣不統(tǒng)一[1]所造成的估計(jì)精確度不高的問題。因此,中美公眾持有的美元證券資產(chǎn)可以表示為:
聯(lián)立方程(4)和方程(5),可以得到人民幣匯率決定表達(dá)式:
根據(jù)匯率決定表達(dá)式(6),人民幣匯率可以看成是中美名義利差、中美持有的人民幣及美元證券資產(chǎn)這5個(gè)變量的函數(shù):
對人民幣匯率決定表達(dá)式取對數(shù),可以構(gòu)建線性計(jì)量模型:
1.2數(shù)據(jù)說明
本文收集了中美兩國變量的日數(shù)據(jù)和月度數(shù)據(jù),時(shí)間長度從2009年1月到2015年1月,共6年。此外,本文對日數(shù)據(jù)進(jìn)行了變頻處理,使其變成月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為同花順ifind、美國財(cái)政部網(wǎng)站和人民銀行數(shù)據(jù)庫等,具體來看:
使用人民幣NDF中間價(jià)表示匯率e。當(dāng)前人民幣實(shí)行有管理的浮動匯率機(jī)制,即期匯率不能自由浮動,每日波幅限制在中間價(jià)的正負(fù)2%之內(nèi)。而NDF匯率一般用于離岸柜臺市場(Offshore OTC Market)外匯交易,以衡量外匯管制國家匯率未來波動的預(yù)期,交易不需要對本金進(jìn)行兌換,并且NDF匯率可以自由浮動。在當(dāng)前人民幣匯率不可自由浮動的前提下,NDF匯率比即期匯率更加精確地反映了當(dāng)前外匯市場上的人民幣供求狀況。
使用中美兩國貨幣市場收益率表示名義利率i,i*。本文以隔夜銀行間同業(yè)拆借利率反映貨幣市場收益率。
使用股票指數(shù)反映中美兩國公眾持有的本國證券資產(chǎn)S和F*。股票指數(shù)在一定程度上反映了股票市場上各種股票市價(jià)的總體水平及變動情況,因此股指的波動可以有效反映公眾持有的證券資產(chǎn)的市值波動。本文以滬深300指數(shù)反映中國A股流通市值的變化,以標(biāo)普500指數(shù)反映美股流通市值的變化。
使用中國持有美國國債余額來反映中國持有的美國證券資產(chǎn)F。由于中國資本與金融賬戶仍未放開,美國投資者需通過QFII賬戶才能投資于中國證券市場。從2003年開始QFII額度單向增加,而且美國投資者的QFII額度相對較低,所以本文不考慮美國持有的中國證券資產(chǎn)S對于人民幣匯率的影響。
綜上,各變量的統(tǒng)計(jì)信息見表1:
表1 各變量統(tǒng)計(jì)信息
因此人民幣匯率決定計(jì)量模型可以改寫成:
且:β1<0,β2>0,β3>0,β4<0,β5<0。
2.1協(xié)整分析
在對人民幣匯率決定模型進(jìn)行估計(jì)之前,須對各個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn),因?yàn)槿魯?shù)據(jù)不滿足平穩(wěn)性要求,則回歸方程很可能是偽回歸。本文擬通過ADF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)各個(gè)序列平穩(wěn)性,檢驗(yàn)結(jié)果見表2:
從表2可以看出,在5%置信水平下,各個(gè)變量均未通過ADF檢驗(yàn),因此不是平穩(wěn)序列。接著對非平穩(wěn)序列一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果表明所有變量的一階差分序列是平穩(wěn)的,因此滿足協(xié)整分析的要求。此外,在估計(jì)協(xié)整方程前,還需對諸變量的長期關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。基于對原序列圖形的觀察,在判斷協(xié)整檢驗(yàn)的形式上選擇原序列有確定線性趨勢及協(xié)整方程有截距,檢驗(yàn)結(jié)果見表3:
表2 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果
表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
基于表3協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果,Trace統(tǒng)計(jì)量和Max-Eigen統(tǒng)計(jì)量均表明,在5%置信水平下,各變量之間至少存在2個(gè)協(xié)整向量,因此在長期至少存在2個(gè)均衡關(guān)系?;贘ohansen檢驗(yàn)可以得到標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量及調(diào)整參數(shù)向量,具體見表4:
表4 標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量及調(diào)整參數(shù)向量
基于表4的結(jié)果,得到人民幣匯率決定標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程:
方程估計(jì)結(jié)果說明資產(chǎn)組合理論可以較好地解釋人民幣NDF匯率變動情況。觀察協(xié)整方程,中美名義利率lni和lni*以及中美持有的國內(nèi)證券資產(chǎn)lnS和lnF*這四個(gè)變量的系數(shù)與理論一致,且在10%置信水平顯著。其中,變量lni的系數(shù)顯著為負(fù)(β1=-0.07),說明國內(nèi)貨幣市場名義利率對于人民幣NDF匯率lne的變動有著顯著的反向拉動作用:名義利率上升1個(gè)百分點(diǎn),人民幣NDF匯率下降0.07個(gè)百分點(diǎn)。同樣,變量lni*的系數(shù)顯著為正(β2=0.05),說明美元名義利率對于人民幣NDF匯率的變動起顯著促進(jìn)作用:美元名義利率上升1個(gè)百分點(diǎn),人民幣NDF匯率上升0.05個(gè)百分點(diǎn)。這個(gè)結(jié)論與當(dāng)前人民幣利率平價(jià)理論的研究(丁志杰等,2009;金中夏等,2012)相吻合。這可能是因?yàn)閲鴥?nèi)貨幣市場名義利率下降會降低中國公眾對于人民幣貨幣的持有,在其他變量不變的前提下,人民幣匯率需要上升以增加中國持有美元證券的人民幣價(jià)格,以保持穩(wěn)定的金融資產(chǎn)組合。同樣,美元名義利率上升會引發(fā)美國公眾增加美元的持有,導(dǎo)致美元面臨升值壓力,從而人民幣對美元貶值,人民幣匯率上升。此外,變量lnS的系數(shù)顯著為正(β3=0.04),表明國內(nèi)證券資產(chǎn)持有對于人民幣NDF匯率變動有著顯著的促進(jìn)作用:持有的證券余額上升1個(gè)百分點(diǎn),人民幣NDF匯率上升0.04個(gè)百分點(diǎn)。同樣,變量lnF*對于人民幣匯率變動有顯著的反向拉動作用(β5=-0.04):美元證券持有上升1個(gè)百分點(diǎn),人民幣NDF匯率下降0.04個(gè)百分點(diǎn)。這個(gè)結(jié)論也驗(yàn)證了Cushman(2007)和Breedon(2010)等的研究。究其原因可能是:對于中國公眾來說,在其他變量不變的前提下,持有的國內(nèi)證券資產(chǎn)市值的上升需要人民幣貶值來維持資產(chǎn)組合的平衡,這與國內(nèi)證券資產(chǎn)市值突然上升往往意味著貨幣超發(fā),從而導(dǎo)致本幣面臨貶值壓力實(shí)際上是同樣的道理。同理,美國公眾持有的美國證券市值上升會導(dǎo)致美元貶值,使得人民幣對美元匯率下降。
協(xié)整方程中變量F的系數(shù)為正(β5=0.05)且不顯著(SE=0.037),說明中國持有的美元證券資產(chǎn)對于人民幣NDF匯率沒有顯著影響。究其原因可能是因?yàn)槊绹C券市場對于美元匯率有多方面的影響。在兩國模型中,當(dāng)其他變量不變時(shí),如果中國投資者持有的美國證券市值上升,往往意味著美元存在貶值壓力,反映到匯率決定模型中就是人民幣匯率下降。而實(shí)際情況是:2009—2015年間正是我國持有美國國債余額迅速增加時(shí)期,上升迅速的美債持有往往伴隨著快速增加的外匯儲備,這也反映了央行在外匯市場大量購入美元以抑制人民幣的升值。因此2009年之后央行在外匯市場的直接干預(yù)可能導(dǎo)致了變量F對于人民幣NDF匯率變動沒有顯著影響。
2.2人民幣匯率決定VEC模型構(gòu)建
本文通過誤差修正模型(VEC)來分析人民幣NDF匯率和諸變量間的短期動態(tài)關(guān)系。根據(jù)SBC準(zhǔn)則確定ECM模型中的差分項(xiàng)滯后階數(shù)p=1,因此,基于標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程和調(diào)整參數(shù)向量求得人民幣匯率決定VEC模型:
其中,誤差修正項(xiàng)ecmt為:
在模型(11)中,人民幣NDF匯率的短期變動Δlnet可分為兩個(gè)部分,一部分受到lnet、lnit、、lnSt、lnFt和等變量前1期變動的影響,另一部分變動是人民幣NDF匯率lnet向長期均衡的調(diào)整所致。具體來看:第一,前1期人民幣NDF匯率每增加1個(gè)百分點(diǎn),即Δlnet-1上升1個(gè)百分點(diǎn),本期人民幣NDF匯率平均上升0.279個(gè)百分點(diǎn),即Δlnet上升0.279個(gè)百分點(diǎn);同樣,Δlnit-1,,ΔlnFt-1和Δln每增加1個(gè)百分點(diǎn),Δlnet則分別下降0.001、0.001、0.009和0.010個(gè)百分點(diǎn);ΔlnSt-1每增加1個(gè)百分點(diǎn),Δlnet平均上升0.008個(gè)百分點(diǎn)。第二,Δlnet的另一部分是lnet向長期均衡的調(diào)整所致,反映在誤差修正項(xiàng)ecmt-1的系數(shù),其大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整速度,從系數(shù)估計(jì)值(-0.015)來看,當(dāng)人民幣NDF匯率偏離長期均衡1個(gè)百分點(diǎn)時(shí),市場將以0.015個(gè)百分點(diǎn)的速度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。
2.3人民幣匯率錯位水平測算
本文基于人民幣匯率決定協(xié)整方程的估計(jì)結(jié)果對實(shí)際人民幣錯位水平進(jìn)行測算。首先采用H-P濾波方法對變量i、i*、S、F、F*進(jìn)行分解,得到各個(gè)變量的長期趨勢值,并將其帶入?yún)f(xié)整方程中,得到人民幣NDF匯率的長期均衡值eˉ。用人民幣NDF匯率實(shí)際值與長期均衡值之比來表示人民幣匯率錯位水平M:。測算出的人民幣NDF匯率實(shí)際值、均衡值及人民幣匯率錯位水平見圖1:
圖1 人民幣匯率實(shí)際值、均衡值及人民幣錯位水平
從圖1中可以看到,人民幣NDF匯率在2009年之后變動基本穩(wěn)定,并未出現(xiàn)較嚴(yán)重的匯率錯位,其偏離匯率均衡值的最大幅度在3%左右。具體來看,2009年1月到2010年1月、2011年8月到2012年5月、2013年5月到2014年3月這三個(gè)階段,人民幣NDF匯率的實(shí)際值低于均衡值,原因可能是這三個(gè)時(shí)期國內(nèi)貨幣供應(yīng)量增長迅速,并經(jīng)國內(nèi)貨幣市場利率影響到了外匯市場上的人民幣供求及預(yù)期,從而導(dǎo)致人民幣NDF匯率的實(shí)際值低于均衡值。此外,人民幣NDF匯率從2010年1月到2011年8月、從2012年5月到2013年5月、從2014年3月到2015年1月這三個(gè)時(shí)間段內(nèi)出現(xiàn)了實(shí)際值高于均衡值的現(xiàn)象。究其原因可能在于相較其他時(shí)間段,這三個(gè)時(shí)間段我國外匯儲備和持有的美債余額增長幅度放緩,尤其是2014—2015年這一年內(nèi),政府對于物價(jià)水平的控制非常嚴(yán)格,這兩方面原因通過貨幣市場利率表現(xiàn)出來,從而影響到外匯市場的人民幣供求及預(yù)期,導(dǎo)致人民幣NDF匯率實(shí)際值高于均衡值。
本文基于資產(chǎn)組合理論,通過構(gòu)建人民幣匯率決定標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程研究了2009——2015年人民幣NDF匯率的變動機(jī)制,并對匯率錯位水平進(jìn)行了測算。本文的研究結(jié)果如下:第一,資產(chǎn)組合理論可以較好地解釋人民幣NDF匯率的變動情況。第二,中美貨幣市場利率對人民幣匯率變動分別起顯著的反向和正向作用;中美公眾持有的國內(nèi)證券資產(chǎn)對人民幣匯率變動分別起顯著的反向和正向作用。中國持有美元證券資產(chǎn)余額的變動對人民幣匯率的影響不明顯,這可能是因?yàn)檠胄性谕鈪R市場上的直接干預(yù)所致。第三,人民幣NDF匯率在2009年之后的變動基本穩(wěn)定,未出現(xiàn)長期持續(xù)的匯率錯位現(xiàn)象。
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(責(zé)任編輯/劉柳青)
F830.92
A
1002-6487(2016)22-0144-04
國家社會科學(xué)基金規(guī)劃項(xiàng)目(10BGJ019)
石建勛(1963—),男,陜西渭南人,教授,博士生導(dǎo)師,研究方向:貨幣市場理論、匯率理論。金政(1987—),男,安徽馬鞍山人,博士,研究方向:貨幣市場理論、匯率理論。