“8.11匯改”前后人民幣匯率的波動對比研究

梁宇飛

【摘 要】 2015年8月11日，中國央行宣布調整人民幣對美元匯率中間報價機制，做市商參考上日銀行間外匯市場收盤匯率，向中國外匯交易中心提供中間價報價。這一調整使得人民幣兌美元匯率中間價機制進一步市場化，更加真實地反映了當期外匯市場的供求關系。本文通過以離岸人民幣匯率基于GARCH族模型進行分析，發(fā)現(xiàn)（1）811匯改后人民幣匯率日收益率更接近于正態(tài)分布。（2）811匯改后人民幣匯率日收益率波動幅度更大，并且出現(xiàn)匯改前沒有的ARCH效應，即波動的集聚與持續(xù)。（3）811匯改前人民幣匯率日收益率不存在自回歸效應，但匯改后出現(xiàn)了二階的自回歸。（4）811匯改后的人民幣匯率日收益率序列可以進行GARCH族模型進行擬合。

【關鍵詞】 “8.11匯改” 離岸人民幣匯率 匯率日收益率 波動

一、引 言

“8.11匯改”以來人民幣加快了邁向市場化的步伐，同時人民幣匯率也不同以往的相對穩(wěn)定，其波動呈現(xiàn)出了新的特點。自2015年8月11日以來，人民幣匯率先后主要經歷了單邊震蕩貶值、雙向波動加劇、震蕩回升等幾個明顯的階段。本文以匯改前后各三年的人民幣對美元離岸匯率作為研究對象，通過分析其波動特點并進行對比，檢驗“8.11匯改”的成果并討論其背后成因，能夠強化對“8.11匯改”的解讀并助力日后相關的理論支撐。

二、實證部分

（一）研究方法

GARCH模型是通過在條件方差方程里加入條件方差的滯后項，從而能夠更好刻畫波動的持續(xù)性，實現(xiàn)收益率的長記憶過程。GARCH（q，p）模型的一般表達式為：

其中，rt為收益率序列，μ為收益的無條件期望值，εt為殘差，σt2為條件方差，vt為獨立同分布的隨機變量，vt與σt相互獨立，ω是常數(shù)項，α為滯后期參數(shù)，β為方差的參數(shù)。一般而言，價格上漲和下跌的幅度相同，引起的波動幅度卻不同，GARCH不能刻畫這種收益率條件方差波動的非對稱性。

EGARCH模型的條件方差為：

若存在ω<0，則說明模型存在非對稱效應，即壞消息對模型會產生更大的沖擊使之產生更為劇烈的波動。若ω=0，則說明消息對魔性的沖擊是對稱的。

（二）實證檢驗

1、數(shù)據(jù)選取

為了體現(xiàn)匯率波動因素盡可能地來自市場，本文選擇了人民幣對美元離岸匯率作為研究對象記為CNY，對象選擇區(qū)間為2012年4月30日至2018年5月十一日的當日以間接標價法表示的離岸匯率收盤價格。在數(shù)據(jù)處理上計算出離岸人民幣的對數(shù)收益率即

從LNCNY的趨勢圖中可以清楚觀察到在“8.11匯改”前后人民幣離岸匯率的收益波動幅度明顯不同，相較而言匯改之后波動幅度更大，圖中初步分析人民幣離岸匯率日收益率的波動具有時變性、突發(fā)性和聚集性。并且可以清晰地判斷出其具有波動聚集效應，很有可能符合ARCH模型。

2、描述性統(tǒng)計

人民幣幣值在離岸市場上對美元在8·11匯率改革前后發(fā)生了極大的變化。匯率改革后的波動率明顯增大，其標準差由0.996347擴大為0.002755，增幅近一倍，說明匯改后人民幣匯率的變化更加活躍、富有隨機性。JarqueBera檢驗是用來檢驗數(shù)據(jù)是否服從正態(tài)分布，其結果更能說明其中的問題。人民幣匯率日收益率在匯改后的J-B統(tǒng)計量下降，表明其正態(tài)性較之往前有所提高，這反應了匯改之后人民幣朝市場化方向的改革是有成效的。

3、平穩(wěn)性檢驗和模型定階

對人民幣匯率日收益率序列進行平穩(wěn)性檢驗，含常數(shù)項，不含時間趨勢項，計算得到ADF統(tǒng)計量為-20.88764，顯著小于1%臨界值；-3.437938匯改前匯改后ADF統(tǒng)計量為-26.11625，顯著小于1%臨界值-3.433504，故拒絕存在單位根的零假設，表明人民幣匯率日收益率序列是平穩(wěn)的。對人民幣匯率日收益率進行自回歸檢驗，表明在滯后5階開始P值拒絕原假設，即從此是人民幣匯率日收益率存在自相關。

由檢驗結果可以看出在匯改后在滯后二階時Q統(tǒng)計量就足夠大且在第二階的對應概率為4.5%，即在5%的置信度下可以認為人民匯率日收益率存在二階的自回歸。但匯改前的Q統(tǒng)計量很小且其對應概率均在35%以上，即并沒有顯著的自回歸效應，這可能是由于匯改前匯率的決定因素仍是由政府強力操控造成的，此處為進行回歸，借鑒普遍的做法進行一階自回歸。

在以上條件下分別建立自回歸模型進行ARCH-LM檢驗。對于匯改前，ARCH檢驗時，綜合AIC、SC、HQ和相應滯后階數(shù)P值，取滯后四階的ARCH-LM檢驗。F統(tǒng)計量和LM統(tǒng)計量分別為0.028209和0.113502，它們的伴隨概率P值均為0.9985，表明該序列不存在ARCH效應。對于匯改后，ARCH檢驗時，綜合AIC、SC、HQ和相應滯后階數(shù)P值，取滯后四階的ARCH-LM檢驗。F統(tǒng)計量和LM統(tǒng)計量分別為6.982909和27.05772，它們的伴隨概率P值均為0，表明該序列存在顯著的ARCH效應，可以進一步進行GARCH族模型的建模和檢驗。

匯改前后人民幣匯率日收益率的ARCH效應檢驗有如此大的差別，也進一步說明了匯改對于人民幣市場化的巨大影響。ARCH效應反映了收益率波動的記憶性，描述波動的集群性的特性。該特性形成的原因正是由于市場對于前一段收益率波動的表現(xiàn)進行消化后對本期乃至下一階段波動的產生影響，這是一個相對自由的交易市場才能做得到的，而811匯改正是產生這種ARCH效應變化的直接原因。

4、GARCH模型參數(shù)效應

由于匯改前的人民幣匯率日收益率不存在ARCH效應，故不能進行下一步的GARCH模型設立。此處對匯改后的人民幣匯率日收益率在GAUSSIAN分布、t分布和GED分布假設下利用Garch（1，1）和EGARCH（1，1）模型進行參數(shù)估計，估計結果如表4所示。

以上模型中，α均大于零，反映外部沖擊會加劇匯率的波動，價格波動具有叢集性，在所有EGARCH模型中α值均大于0.2，表明人民幣匯率的價格波動很劇烈；β小于1，表示匯率波動具有一定的記憶性，即匯率波動具有相當?shù)某掷m(xù)性；除去EGARCH（1，1）-t、EGARCH（1，1）-GED模型外衰減系數(shù)α+β均小于1，滿足參數(shù)的約束條件，依照模型的原設定α+β應當小于1，這樣可以保證波動率的平穩(wěn)性，ARCH項系數(shù)反映外部沖擊對匯率日收益率波動的影響，其值較大，反映外部沖擊會較大幅度加劇系統(tǒng)的波動性；GARCH項系數(shù)較小反映了波動的短記憶性，兩系數(shù)之和較經驗水平而言屬于比較小的，則反映了波動的持續(xù)性較弱，不需要有較長時間進行調整。非對稱模型除去EGARCH（1，1）-t的非對稱項的系數(shù)均顯著，結果為ω<0，說明人民幣匯率日收益率的條件異方差的存在非對稱效應，即從一般意義上來講，金融市場對壞消息反應的激烈程度要大于好消息反應的激烈程度，該結果表明匯改后的人民幣匯率市場亦是如此。并綜合各種判斷因素，EGARCH（1，1）-GAUSSIAN模型的擬合效果最好。

經過以上實證檢驗，可知：（1）811匯改后人民幣匯率日收益率更接近于正態(tài)分布。（2）811匯改后人民幣匯率日收益率波動幅度更大，并且出現(xiàn)匯改前沒有的ARCH效應，即波動的集聚與持續(xù)。（3）811匯改前人民幣匯率日收益率不存在自回歸效應，但匯改后出現(xiàn)了二階的自回歸。（4）811匯改后的人民幣匯率日收益率序列可以進行GARCH族模型進行擬合，且EGARCH（1，1）-GAUSSIAN模型的擬合效果最好。

三、主要結論及原因分析

“8.11匯改”的成果是比較明顯的，就結果看來它使得人民幣匯率的波動幅度加劇且表現(xiàn)的更接近正態(tài)分布。其原因是在8·11匯率改革之前，人民幣匯率形成機制僅把美元作為定價參考標準。匯率改革之后，人民幣將一籃子貨幣作為定價參考基準，美元失去了之前唯一“錨”的地位，因此，人民幣對美元的波動幅度明顯增大；匯率改革之后，人民幣的市場化程度進一步提高，人民幣與其他貨幣交換的市場化行為較之前更加活躍。

除此之外，“8.11匯改”后人民幣匯率的波動形式也更加符合金融市場的一般規(guī)律，出現(xiàn)了波動聚集效應和反向非對稱效應，均是人民幣匯率更加市場化、成熟化的表現(xiàn)。其原因是中國貨幣、外匯當局對外匯進出口的管理進一步放松，外匯交易對有效信息的反饋速度更快。因為外匯進出境的限制有所減少，人民幣匯率的彈性也較之前更大，這都為市場提供了外部支持和信心。

【參考文獻】

[1] 白曉燕，鄧明明.貨幣國際化影響因素與作用機制的實證分析[J].數(shù)量經濟技術經濟研究，2013.

[2] 沙文兵，劉紅忠.人民幣國際化、匯率變動與匯率預期[J].國際金融研究，2014.

[3] 宮健、高鐵梅、張澤.匯率波動對我國外匯儲備變動的非對稱傳導效應———基于非線性lstarx-Garch模型[J].金融研究，2017.