離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性研究
——基于人民幣加入SDR前后的比較

張?zhí)焓?夏添馨

（1.吉林大學(xué)東北亞研究院，吉林長(zhǎng)春130012；2.吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林長(zhǎng)春130012）

一、引 言

美國(guó)“次貸危機(jī)”后，以美元為核心的國(guó)際貨幣體系使世界經(jīng)濟(jì)受到巨大沖擊，各國(guó)政府和學(xué)術(shù)界開始意識(shí)到“美元本位制”所帶來(lái)的種種弊端，人民幣國(guó)際化發(fā)展由此獲得契機(jī)。從跨境人民幣貿(mào)易結(jié)算試點(diǎn)，人民幣合格境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者（RQDII）開閘，“滬港通”與“深港通”開通到中國(guó)債券納入彭博巴克萊全球綜合指數(shù)等等，隨著人民幣國(guó)際化進(jìn)程的深入，由離岸人民幣存量大幅增加帶來(lái)的境內(nèi)外投資需求，則迫切需要離岸人民幣債券市場(chǎng)的進(jìn)一步建設(shè)和發(fā)展。

雖然離岸人民幣市場(chǎng)發(fā)展是推進(jìn)人民幣國(guó)際化的重要舉措，但這也需要一定的條件，即離岸人民幣是否具有廣泛的境外市場(chǎng)需求。（丁一兵，2016〔1〕；馮永琦、陳冠羽，2018〔2〕）離岸人民幣債券市場(chǎng)有效性的高低則會(huì)對(duì)離岸人民幣境外市場(chǎng)需求產(chǎn)生直接的影響。較高的離岸人民幣債券市場(chǎng)有效性會(huì)降低離岸人民幣交易對(duì)人民幣高利息以及升值預(yù)期的依賴，有利于夯實(shí)離岸人民幣境外需求的市場(chǎng)基礎(chǔ)。人民幣被納入SDR 是人民幣國(guó)際化取得的又一進(jìn)展，離岸人民幣債券市場(chǎng)的有效性能否因此而得到提高呢？本文將對(duì)人民幣加入SDR 前后離岸人民幣債券市場(chǎng)有效性情況進(jìn)行對(duì)比分析，為離岸人民幣市場(chǎng)進(jìn)一步發(fā)展提供啟示和建議。

二、文獻(xiàn)綜述

Fama（1970）首次提出關(guān)于市場(chǎng)有效性的理論，認(rèn)為如果一個(gè)市場(chǎng)的價(jià)格充分反映了市場(chǎng)的全部信息便是有效市場(chǎng)〔3〕。根據(jù)證券價(jià)格所反映的信息集，市場(chǎng)有效性假說(shuō)（EMH）可以分為“弱式有效”“半強(qiáng)式有效”“強(qiáng)式有效”①“弱式有效”，指在市場(chǎng)中只能獲得歷史價(jià)格信息,此時(shí)價(jià)格是對(duì)歷史信息的完全反映,市場(chǎng)參與者無(wú)法利用分析價(jià)格的歷史數(shù)據(jù)獲得超額收益；“半強(qiáng)式有效”,即資本價(jià)格不僅反映了公開的歷史信息,還會(huì)反映新的公開信息；第三種是“強(qiáng)式有效”,信息集包含市場(chǎng)中所有歷史信息、公開信息以及私人信息和內(nèi)幕信息。。但是，“強(qiáng)式有效”涉及的是一個(gè)完備的資本市場(chǎng)，在現(xiàn)實(shí)中很難實(shí)現(xiàn)，“半強(qiáng)式有效”也難以實(shí)現(xiàn)。所以，在衡量市場(chǎng)有效性時(shí)，主要是檢驗(yàn)市場(chǎng)是否符合“弱式有效”。例如，Gau（1984）〔4〕、Rayburn、Devaney 和 Evans（1987）〔5〕、Emerson 等（1997）〔6〕、Kleiman、Payne 和 Sahu（2002）〔7〕、Sunjo 和Yilmaz（2017）〔8〕等認(rèn)為他們所研究的資本市場(chǎng)或房地產(chǎn)市場(chǎng)都是“弱式有效”的。EdgarE.Peter（1994）利用分形幾何學(xué)研究資本市場(chǎng)效率問(wèn)題提出了分形市場(chǎng)假說(shuō)〔9〕，認(rèn)為無(wú)論滿足哪種形式的有效，市場(chǎng)都會(huì)是無(wú)記憶性的，價(jià)格的變化是隨機(jī)的。基于此，一般可以通過(guò)檢驗(yàn)價(jià)格變化是否符合隨機(jī)游走特征，從而判斷市場(chǎng)是否符合有效性假說(shuō)。傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)分析方法有游程檢驗(yàn)、方差比檢驗(yàn)、單位根檢驗(yàn)和自相關(guān)分析等。

國(guó)內(nèi)對(duì)市場(chǎng)有效性的分析主要集中在股票市場(chǎng)方面，并認(rèn)為我國(guó)上海和深圳兩個(gè)股票市場(chǎng)已達(dá)到“弱式有效”（趙浩東，2016〔10〕；朱瑞，2018〔11〕）。對(duì)市場(chǎng)有效性的研究已經(jīng)逐漸擴(kuò)展到外匯市場(chǎng)，如劉源和邱麗萍（2017）以各種貨幣加入SDR 的時(shí)間為分界點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)美元匯率有效性最高，日元匯率其次，英鎊加入SDR 后由無(wú)效轉(zhuǎn)為有效狀態(tài)〔12〕。

關(guān)于債券市場(chǎng)有效性的研究較少。高強(qiáng)和鄒恒甫（2010）用市場(chǎng)信息與價(jià)格的關(guān)系表示債券市場(chǎng)有效度，發(fā)現(xiàn)企業(yè)債券與公司債券兩種債券市場(chǎng)的效率都很低〔13〕。劉夢(mèng)堂（2018）在分析中國(guó)企業(yè)債市場(chǎng)有效性時(shí)，用事件分析方法檢驗(yàn)市場(chǎng)“半強(qiáng)式有效性”，結(jié)果顯示市場(chǎng)既不符合“弱式有效”又不符合“半強(qiáng)式有效”〔14〕。萬(wàn)雅琴（2018）也發(fā)現(xiàn)我國(guó)的可轉(zhuǎn)換債券市場(chǎng)還沒(méi)有達(dá)到“弱式有效”〔15〕。

離岸人民幣債券市場(chǎng)的有效性更缺少人們的關(guān)注，這與之前離岸人民幣債券市場(chǎng)發(fā)展程度有關(guān)。但是隨著離岸人民幣債券市場(chǎng)的深入發(fā)展，對(duì)離岸人民幣債券市場(chǎng)有效性的研究更加具有重要的理論意義與現(xiàn)實(shí)意義。鑒于當(dāng)前企業(yè)債已經(jīng)成為離岸人民幣債券市場(chǎng)的主體，本文選取恒生麥凱德離岸人民幣企業(yè)債指數(shù)作為研究對(duì)象，從人民幣加入SDR 前后兩個(gè)階段入手，通過(guò)傳統(tǒng)的游程檢驗(yàn)、方差比檢驗(yàn)、自相關(guān)分析和GARCH（1,1）模型對(duì)離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，從而驗(yàn)證人民幣加入SDR 是否對(duì)離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)的有效性有影響以及其影響的方向。隨后，用R/S 分析法計(jì)算出Hurst 指數(shù)作為市場(chǎng)有效性程度的衡量指標(biāo)，通過(guò)OLS 擬合分析了影響離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性程度的因素。

三、研究假設(shè)的提出

（一）人民幣國(guó)際化程度與離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性

當(dāng)人民幣國(guó)際化程度逐漸提高，境外機(jī)構(gòu)進(jìn)入境內(nèi)債券市場(chǎng)的限制逐漸放寬，離岸人民幣債券市場(chǎng)也會(huì)得到進(jìn)一步發(fā)展，境內(nèi)機(jī)構(gòu)及個(gè)人進(jìn)入離岸人民幣債券市場(chǎng)的渠道也會(huì)進(jìn)一步拓寬。隨著在岸與離岸市場(chǎng)規(guī)模的不斷擴(kuò)容，相互開放和融通程度也將進(jìn)一步加深，推動(dòng)離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)的成熟與發(fā)展，交易主體差異性增加、交易量增大，信息傳遞更加有效率，價(jià)格更能體現(xiàn)市場(chǎng)信息，從而體現(xiàn)出隨機(jī)游走的特征，推動(dòng)離岸人民幣債券市場(chǎng)逐漸滿足“弱式有效性”。

人民幣納入SDR 有助于提高人民幣作為國(guó)際儲(chǔ)備資產(chǎn)的吸引力，有助于提升境外配置人民幣資產(chǎn)的興趣，增加人民幣的國(guó)際使用，為奠定人民幣國(guó)際儲(chǔ)備資產(chǎn)地位“背書”（管濤，2016）〔16〕。人民幣納入SDR 有助于我國(guó)建立國(guó)際性的大宗商品交易中心，并提高對(duì)世界大宗商品的定價(jià)權(quán)（趙惠芳，2017）〔17〕，觸發(fā)全球央行和主權(quán)財(cái)富基金吸收人民幣資產(chǎn)的新一輪浪潮，進(jìn)一步促進(jìn)人民幣在跨境貿(mào)易和投資結(jié)算等方面的使用（宋科和李昊澤，2015）〔18〕。因此，人民幣納入SDR 對(duì)人民幣國(guó)際化的積極影響，可能會(huì)對(duì)離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)產(chǎn)生重要影響。

基于此分析，本文提出本文的第一個(gè)和第二個(gè)假設(shè)。

假設(shè)1：人民幣加入SDR 之后，離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)滿足“弱式有效性”條件。

假設(shè)2：人民幣國(guó)際化程度提高會(huì)增強(qiáng)離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性。

（二）人民幣離在岸利差與離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性

人民幣在岸和離岸的市場(chǎng)利率受到市場(chǎng)分割和貨幣政策限制的影響，使得人民幣在岸與離岸的市場(chǎng)利率并不一致。通常而言，影響人民幣利率傳導(dǎo)的原因主要是跨境資本套利和預(yù)期。資本的逐利本性必然會(huì)將人民幣從低利率水平的市場(chǎng)吸引至高利率水平的市場(chǎng)，從而改變了在岸和離岸市場(chǎng)的資金供求。預(yù)期引起在岸和離岸市場(chǎng)人民幣利率傳導(dǎo)，則是當(dāng)任意市場(chǎng)的利率出現(xiàn)變動(dòng)時(shí)，其他市場(chǎng)上的參與者會(huì)據(jù)此調(diào)整其預(yù)期，認(rèn)為其他市場(chǎng)的利率也會(huì)隨之發(fā)生變化，因而調(diào)整其行為，導(dǎo)致另一個(gè)市場(chǎng)的人民幣供求發(fā)生改變。另外，影響在岸與離岸市場(chǎng)人民幣利率傳導(dǎo)速度和成本的因素包括資本開放程度和貨幣當(dāng)局對(duì)流動(dòng)性預(yù)期的管理水平等。雖然離岸與在岸人民幣市場(chǎng)利差呈現(xiàn)出逐漸縮小的趨勢(shì)，但是，我國(guó)目前資本賬戶還未完全放開，在岸和離岸市場(chǎng)人民幣利差依然不能完全消失。在岸與離岸人民幣利差的持續(xù)存在會(huì)造成大量的套利活動(dòng)。

離岸人民幣企業(yè)債券市場(chǎng)的融資成為其發(fā)展的重要條件。由于人民幣在岸和離岸市場(chǎng)兩者之間利差的存在，導(dǎo)致規(guī)模逐漸擴(kuò)大的資金跨境流通成為推動(dòng)離岸人民幣企業(yè)債券市場(chǎng)有效性提供的重要推動(dòng)力。在岸與離岸人民幣利率作為一種融資成本，人們會(huì)選擇在利率低的市場(chǎng)進(jìn)行融資，從而促進(jìn)該債券市場(chǎng)的發(fā)展，增加其有效性。

此前離岸人民幣債券市場(chǎng)融資成本不斷上升，而國(guó)內(nèi)債券市場(chǎng)利率則不斷下行，在岸與離岸收益率出現(xiàn)倒掛。在人民幣加入SDR 后，人民幣國(guó)際化將加速離岸與在岸人民幣債券市場(chǎng)的擴(kuò)容及雙向流動(dòng)，外資入場(chǎng)將在長(zhǎng)期推動(dòng)國(guó)內(nèi)債券收益率下行，在岸與離岸的倒掛的利差逐漸縮小，甚至由負(fù)轉(zhuǎn)正。同時(shí)，人民幣加入SDR 將完善貿(mào)易結(jié)算和金融資本等利率傳導(dǎo)渠道；同時(shí)提高我國(guó)資本開放程度，改善在岸與離岸人民幣利率傳導(dǎo)效果。

綜上所述，本文提出第三個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)3：人民幣離在岸利差變動(dòng)對(duì)離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性具有顯著影響。

（三）人民幣離在岸匯差變動(dòng)與離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性

離岸與在岸人民幣流動(dòng)性差異和供需機(jī)制的不同，以及兩地監(jiān)管的差異等這幾個(gè)因素會(huì)影響離岸與在岸人民幣市場(chǎng)匯率價(jià)差（馮永琦，2018〔19〕；吳麗華，2018〔20〕）。從離岸人民幣流動(dòng)性差異角度而言，當(dāng)離岸人民幣市場(chǎng)中人民幣的流動(dòng)性惡化時(shí)，即離岸人民幣存量減少，會(huì)導(dǎo)致離岸人民幣的匯率和利率出現(xiàn)較大波動(dòng)，進(jìn)一步導(dǎo)致離岸人民幣溢價(jià)上升，匯差將會(huì)上行，反之亦然。從離在岸人民幣供需機(jī)制角度而言，由于兩個(gè)市場(chǎng)交易主體的不同，離岸市場(chǎng)上人民幣的供給相對(duì)有限，當(dāng)境外投資者預(yù)期人民幣升值，并投資人民幣資產(chǎn)，將擴(kuò)大對(duì)離岸人民幣的需求，離岸人民幣溢價(jià)上升，匯差被拉大。從兩地監(jiān)管差異角度而言，由于離岸人民幣受到的金融監(jiān)管較少，承受國(guó)際沖擊的能力較弱，更容易受到國(guó)際金融沖擊的影響，從而影響風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。由于抗壓性的不同，在國(guó)際金融局勢(shì)較為動(dòng)蕩時(shí)，在岸人民幣與離岸人民幣匯率會(huì)出現(xiàn)較大的差別。

人民幣離在岸匯差的變動(dòng)，通過(guò)影響離岸人民幣的市場(chǎng)需求，可以對(duì)離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)的有效性產(chǎn)生影響。當(dāng)在岸與離岸人民幣匯差增加，人們進(jìn)一步增持離岸人民幣，增加了離岸人民幣的需求。離岸人民幣資產(chǎn)將會(huì)受到市場(chǎng)青睞，這會(huì)增加離岸人民幣債券市場(chǎng)的需求，促進(jìn)離岸人民幣債券市場(chǎng)的開放與發(fā)展，從而提高了離岸人民幣債券市場(chǎng)有效性。因此，本文提出第四個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)4：人民幣離在岸匯差變動(dòng)對(duì)離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性具有顯著的影響。

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取與描述性統(tǒng)計(jì)

1.數(shù)據(jù)的選擇

根據(jù)市場(chǎng)有效性的理論，如果一個(gè)市場(chǎng)的價(jià)格充分反映了市場(chǎng)的全部信息便是有效市場(chǎng)。所以，在檢驗(yàn)離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性時(shí)，我們選擇代表離岸人民幣市場(chǎng)企業(yè)債價(jià)格和收益的恒生麥凱德iBoxx 離岸人民幣企業(yè)債指數(shù)作為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)。該指數(shù)系列包含260 只市值在5億元人民幣以上的離岸人民幣債券，可以反映人民幣企業(yè)債券市場(chǎng)整體價(jià)格變動(dòng)情況。本文選取的樣本時(shí)間段在2014 年10 月17 日至2018 年12 月28 日，共1053 個(gè)日收盤價(jià)數(shù)據(jù)。再以人民幣正式加入SDR 為分界點(diǎn)，將樣本分為兩個(gè)時(shí)間段，第一階段為2014 年10 月17 日至2016 年9 月30 日，第二階段為 2016 年 10 月 3 日至 2018 年 12 月 28 日。

為方便計(jì)算以及使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，我們對(duì)恒生麥凱德離岸人民幣企業(yè)債指數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)差處理，計(jì)算出其日對(duì)數(shù)收益率:

日對(duì)數(shù)收益率=[ln（當(dāng)日指數(shù)收盤價(jià)）-ln（前一交易日指數(shù)收盤價(jià)）]×100

2.描述性統(tǒng)計(jì)

（1）日對(duì)數(shù)收益率的基本統(tǒng)計(jì)量

本文計(jì)算兩個(gè)階段中恒生麥凱德離岸人民幣企業(yè)債指數(shù)日對(duì)數(shù)收益率的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、偏度系數(shù)和峰度系數(shù)，如表1 所示。同時(shí)，兩階段的正態(tài)性檢驗(yàn)，結(jié)果P 值都接近于0，也就是說(shuō)該日對(duì)數(shù)收益率序列在兩個(gè)時(shí)間段都不是正態(tài)分布，具有左偏和尖峰厚尾性。但第二階段較第一階段，其標(biāo)準(zhǔn)差大幅減小，左偏程度非常小，峰度下降，“尖峰厚尾”現(xiàn)象明顯減弱。

表1 恒生麥凱德離岸人民幣企業(yè)債指數(shù)日對(duì)數(shù)收益率基本統(tǒng)計(jì)量

（2）日對(duì)數(shù)收益率波動(dòng)圖

圖1 第一階段日對(duì)數(shù)收益率波動(dòng)圖

圖2 第二階段日對(duì)數(shù)收益率波動(dòng)圖

從圖1、圖2 可以看出，離岸人民幣企業(yè)債日對(duì)數(shù)收益率波動(dòng)幅度很大，且存在明顯的波動(dòng)集聚現(xiàn)象。而第二階段與第一階段相比，波動(dòng)幅度明顯減弱，很少出現(xiàn)巨幅的增長(zhǎng)與下跌，收益率數(shù)據(jù)較為穩(wěn)定，波動(dòng)聚集現(xiàn)象也明顯減弱。

（二）“弱式有效性”檢驗(yàn)

如上文所述，“強(qiáng)式有效”涉及的是一個(gè)完備的資本市場(chǎng)，在現(xiàn)實(shí)中很難實(shí)現(xiàn)，“半強(qiáng)式有效”也難以實(shí)現(xiàn)。所以，我們?cè)跈z驗(yàn)市場(chǎng)有效性時(shí)，主要是檢驗(yàn)市場(chǎng)是否符合“弱式有效”。而無(wú)論滿足哪種形式的有效，市場(chǎng)都會(huì)是無(wú)記憶性的，價(jià)格的變化是隨機(jī)的?；诖?，一般可以通過(guò)檢驗(yàn)價(jià)格變化是否符合隨機(jī)游走特征，從而判斷市場(chǎng)是否符合有效性假說(shuō)。所以，我們采用的統(tǒng)計(jì)分析方法有游程檢驗(yàn)、方差比檢驗(yàn)以及應(yīng)用GARCH 模型檢驗(yàn)兩階段下的收益率序列是否符合隨機(jī)游走特征，以此來(lái)判斷離岸人民幣債券市場(chǎng)的有效性。

1.游程檢驗(yàn)

游程檢驗(yàn)亦稱“連貫檢驗(yàn)”，主要用來(lái)檢驗(yàn)樣本的隨機(jī)性。通過(guò)選擇一個(gè)分割點(diǎn)，將序列中連續(xù)小于分割點(diǎn)的部分樣本記為一個(gè)游程，連續(xù)大于分割點(diǎn)的部分樣本記為一個(gè)游程，加總得出游程的個(gè)數(shù)。該檢驗(yàn)的原則是：如果序列為隨機(jī)序列，那么游程的總數(shù)應(yīng)該適中，如果游程的總數(shù)極少，就說(shuō)明樣本缺乏獨(dú)立性；反之，如果樣本間存在大量游程，則說(shuō)明序列中短周期波動(dòng)過(guò)多影響觀測(cè)，同樣認(rèn)為序列非隨機(jī)。

我們選取恒生麥凱德離岸人民幣企業(yè)債指數(shù)的對(duì)數(shù)收益率進(jìn)行游程檢驗(yàn)，判斷收益率時(shí)間序列隨機(jī)性。我們選擇分割點(diǎn)為0，當(dāng)時(shí)間序列中某一部分序列每個(gè)收益率數(shù)值小于0，即收益率為負(fù)，則為一個(gè)游程（I 類）；當(dāng)時(shí)間序列中某一部分序列每個(gè)收益率數(shù)值大于或等于0，即收益率為正，則為一個(gè)游程（II 類）。

游程檢驗(yàn)結(jié)果顯示：第一階段游程個(gè)數(shù)的Z 統(tǒng)計(jì)量為-7.357，P 值為0；第二階段游程個(gè)數(shù)的Z 統(tǒng)計(jì)量為-2.038，P 值為 0.042。

根據(jù)游程實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果，我們得出，第一階段的離岸人民幣債券指數(shù)，其對(duì)應(yīng)的日對(duì)數(shù)收益率時(shí)間序列，在樣本觀測(cè)期間內(nèi)，游程個(gè)數(shù)的Z 統(tǒng)計(jì)量在1%置信水平期間均拒絕原假設(shè)。因此，所驗(yàn)證的時(shí)間序列不是隨機(jī)的，即時(shí)間序列之間存在聯(lián)系，不是獨(dú)立和無(wú)序的。而第二階段的離岸人民幣債券指數(shù)所對(duì)應(yīng)的日對(duì)數(shù)收益率，在5%置信水平上拒絕原假設(shè)，說(shuō)明第二階段的時(shí)間序列也不是隨機(jī)的，相較于第一階段，離岸人民幣債券日對(duì)數(shù)收益率序列更加隨機(jī)。

2.方差比檢驗(yàn)

如上文所述，證券價(jià)格是否隨機(jī)游走是市場(chǎng)有效的一個(gè)判別標(biāo)準(zhǔn),方差比率是檢驗(yàn)序列隨機(jī)游走的重要方法。該方法指出：在某一個(gè)符合隨機(jī)游走的時(shí)間序列中，將原先的序列按照每個(gè)期間間隔為q 進(jìn)行劃分，這樣結(jié)束后得到一個(gè)新的時(shí)間序列，其方差數(shù)值與原序列方差的比值應(yīng)為q。

方差比檢驗(yàn)結(jié)果如下表，可以看出，q 取2、4、8、12 和16，兩階段的日對(duì)數(shù)收益率序列p 值都為0，不能接受原假設(shè)，即兩間隔為q 的時(shí)間序列方差比并不為1。由此得出結(jié)論：兩個(gè)階段中離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)不滿足弱式有效。

表2 第一階段與第二階段收益率序列方差比檢驗(yàn)結(jié)果

3.GARCH 模型檢驗(yàn)

之前的檢驗(yàn)都建立在隨機(jī)游走過(guò)程的基礎(chǔ)之上的。但這些模型嚴(yán)格要求連續(xù)價(jià)格波動(dòng)間獨(dú)立同分布或獨(dú)立但不同分布，又因?yàn)槭袌?chǎng)有效性的檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是對(duì)鞅過(guò)程的檢驗(yàn)，所以學(xué)界也會(huì)運(yùn)用自相關(guān)檢驗(yàn)和GARCH 模型檢驗(yàn)市場(chǎng)的有效性，該模型只要求價(jià)格波動(dòng)間不相關(guān)。

（1）自相關(guān)和偏自相關(guān)分析

在建立GARCH 模型前，應(yīng)先檢驗(yàn)和分析時(shí)間序列的自相關(guān)性。若時(shí)間序列存在明顯的自相關(guān)性，也說(shuō)明序列不符合隨機(jī)游走特征，不滿足弱式有效性市場(chǎng)特征。

從第一階段的自相關(guān)函數(shù)（ACF）和偏自相關(guān)函數(shù)（PACF）圖中可以看出，在滯后11 階情形下，自相關(guān)系數(shù)都超過(guò)了置信區(qū)間（虛線區(qū)域）；偏相關(guān)系數(shù)在滯后7 階情形下，除了第6 階，也都超過(guò)了置信區(qū)間。這表明，第一階段中，離岸人民幣企業(yè)債日對(duì)數(shù)收益率序列存在較強(qiáng)的自相關(guān)性，不滿足“弱式有效性”市場(chǎng)特征。

圖3 第一階段收益率序列自相關(guān)和偏自相關(guān)圖

第二階段的ACF 圖中，在滯后1 至12 階情形下，除第4、5、9 階，自相關(guān)系數(shù)都未超過(guò)置信區(qū)間；PACF 圖中，在1 至12 階滯后期下，除第3、4、9 階，偏自相關(guān)系數(shù)也都未超過(guò)置信區(qū)間。說(shuō)明在第二階段中，收益率序列的自相關(guān)性很不明顯，離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)的有效性有所提高。

圖4 第二階段收益率序列自相關(guān)和偏自相關(guān)圖

（2）LM 檢驗(yàn)

通過(guò)收益率波動(dòng)圖和自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果，我們猜測(cè)收益率序列存在ARCH 效應(yīng)，于是我們對(duì)收益率序列進(jìn)行拉格朗日乘子檢驗(yàn)（LM 檢驗(yàn)），選定滯后期為3 階。在5%顯著水平下，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量的臨界值為2.63。

檢驗(yàn)的原假設(shè)是：不存在ARCH 效應(yīng)。第一階段的F 統(tǒng)計(jì)量為2.9283，超過(guò)了臨界值，不接受原假設(shè)，收益率序列存在ARCH 效應(yīng)，可以進(jìn)行GARCH 模型的擬合。而第二階段中，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量為2.0233，未超過(guò)臨界值，接受原假設(shè)，收益率數(shù)據(jù)不存在ARCH 效應(yīng)，不能進(jìn)行GARCH 模型擬合。這也說(shuō)明了第二階段市場(chǎng)的有效性有所提高。

4.對(duì)第一階段收益率數(shù)據(jù)進(jìn)行GARCH 模型估計(jì)

GARCH（p,q）模型形式如下：

其中，rt為t 時(shí)刻麥凱德離岸人民幣企業(yè)債指數(shù)日對(duì)數(shù)收益率，μ 為該日對(duì)數(shù)收益率的期望值，αt為t時(shí)刻新息，即t 時(shí)刻日對(duì)數(shù)收益率與其期望的偏離。{εt}是均值為0、方差為1 的獨(dú)立同分布隨機(jī)變量序列，這里設(shè)定為服從正態(tài) μ、α0、αi、βj均為待估計(jì)項(xiàng)。

在該模型中，條件方差是滯后殘差平方的線性函數(shù)，加上滯后條件方差的線性函數(shù)。這種模型設(shè)定在金融領(lǐng)域很有意義，交易者和代理商可以通過(guò)恒定方差（常數(shù)項(xiàng)），前期方差的預(yù)測(cè)值和前期信息的加權(quán)平均值預(yù)測(cè)當(dāng)期的方差。當(dāng)α+β 接近于1 時(shí)，代表市場(chǎng)具有長(zhǎng)記憶性，市場(chǎng)在遭受沖擊后，價(jià)格在短時(shí)間內(nèi)難以恢復(fù)。這種方差形式，可以揭示金融資產(chǎn)收益率是否具有明顯的波動(dòng)集群現(xiàn)象，即當(dāng)前的高收益更容易伴隨著高的回報(bào)率或虧損率，資產(chǎn)收益率很高時(shí)，大規(guī)模比小規(guī)模盈虧的可能性更大，這種明顯的ARCH 效應(yīng)說(shuō)明收益率序列具有較高的可預(yù)測(cè)性，也不符合隨機(jī)游走特征，收益率序列市場(chǎng)未能達(dá)到“弱勢(shì)有效”。

（1）GARCH（1,1）模型

從GARCH（1,1）模型回歸結(jié)果（表3）可以看出，所有系數(shù)在1%顯著水平下顯著，說(shuō)明離岸人民幣企業(yè)債指數(shù)收益率受到過(guò)去波動(dòng)的影響，具有波動(dòng)聚集效應(yīng)。表中的α+β=0.9528，接近于1，條件方差序列表現(xiàn)出長(zhǎng)記憶性，表明收益率波動(dòng)的持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)，帶來(lái)的投機(jī)風(fēng)險(xiǎn)大。

表3 第一階段收益率序列GARCH(1,1)回歸結(jié)果

另外，通過(guò)建立 GARCH（1,2）、GARCH（2,1）、GARCH（2,2）模型，比較發(fā)現(xiàn) GARCH（1,1）模型最為合適，其擬合結(jié)果為：

（2）GARCH 模型的標(biāo)準(zhǔn)化殘差分析

對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的殘差序列和殘差平方序列進(jìn)行自相關(guān)分析，結(jié)果如圖5、圖6。殘差序列的ACF、PACF值相較于收益率序列的ACF、PACF 值明顯降低，自相關(guān)性降低。而殘差平方序列的ACF、PACF 函數(shù)值基本都在置信區(qū)間內(nèi)（除了1 階滯后期的ACF 值），可以看出，殘差平方序列的自相關(guān)性非常弱。由此可以得出，GARCH（1,1）模型可以很好地解釋日對(duì)數(shù)收益率序列。

圖5 殘差序列自相關(guān)和偏相關(guān)圖

圖6 殘差平方序列自相關(guān)和偏相關(guān)圖

再對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化殘差平方序列進(jìn)行Ljung-Box 檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的原假設(shè)：序列不存在自相關(guān)，在5%的顯著水平下，滯后階數(shù)分別為 10、15、20 階時(shí)，得到的 P 值分別為：0.9615、0.9885、0.997，接受原假設(shè)，標(biāo)準(zhǔn)化殘差平方序列不存在序列相關(guān)性，與上述結(jié)論相符。

5.有效性檢驗(yàn)總結(jié)

首先，從描述性統(tǒng)計(jì)和收益率波動(dòng)圖可以得出，第一階段和第二階段收益率序列都存在非正態(tài)分布性、左偏性、尖峰厚尾性和集群波動(dòng)性。但第二階段較第一階段，左偏性很弱，波動(dòng)幅度和集群波動(dòng)性明顯減小。

接著，對(duì)兩階段的收益率序列進(jìn)行游程檢驗(yàn)和方差比檢驗(yàn)，得出兩階段的收益率序列都不符合隨機(jī)游走特征，離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)都未達(dá)到“弱式有效”。

然后，通過(guò)對(duì)兩階段收益率序列的ACF、PACF 分析，可以看出，第一階段收益率序列存在較強(qiáng)的自相關(guān)性。而第二階段的收益率序列自相關(guān)性很弱。再對(duì)兩階段收益率序列進(jìn)行LM 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其是否存在ARCH 效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)第一階段收益率序列存在ARCH 效應(yīng)，而第二階段則不存在。

于是，對(duì)第一階段收益率序列進(jìn)行GARCH 模型擬合，經(jīng)過(guò)多次嘗試，確定GARCH（1,1）模型最為合適。最后，對(duì)擬合后的GARCH 模型進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化殘差分析，從殘差及其平方序列的ACF、PACF 圖和殘差平方的Box-Ljung 自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果可知，殘差序列自相關(guān)性降低，殘差平方序列的自相關(guān)性消失，GARCH模型擬合正確。

由以上一系列檢驗(yàn)，我們可以知道：人民幣加入SDR 前后兩階段，離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)都不滿足弱式有效。這說(shuō)明人民幣加入SDR 后，雖然促使離岸人民幣債券市場(chǎng)有效性有所提高，但依然沒(méi)有滿足“弱式有效性”，即假設(shè)1 不成立。

（三）有效性程度影響因素分析

1.有效性程度的度量

本文用Hurst 指數(shù)來(lái)度量市場(chǎng)的有效性程度，根據(jù)分形市場(chǎng)假說(shuō)，當(dāng)Hurst 指數(shù)等于1/2 時(shí)，市場(chǎng)具有無(wú)記憶性特征，即價(jià)格是不可預(yù)測(cè)的，符合隨機(jī)游走特征。所以，當(dāng)Hurst 指數(shù)越接近于1/2，市場(chǎng)越有效。我們利用分形理論中的重標(biāo)極差分析法（R/S），計(jì)算日對(duì)數(shù)收益率的廣義Hurst 指數(shù)。為了平滑時(shí)間序列，月度數(shù)據(jù)使用當(dāng)月所有交易日Hurst 指數(shù)平均值。

圖7 Hurst 指數(shù)月度數(shù)據(jù)分布圖

由計(jì)算出的Hurst 指數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，所有指數(shù)均大于0.5，離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)具有長(zhǎng)記憶性，不符合“弱式有效”。并且通過(guò)觀察指數(shù)的波動(dòng)分布可以發(fā)現(xiàn)，由于市場(chǎng)反應(yīng)的滯后性，在象征人民幣國(guó)際化程度提高的事件發(fā)生后的1～2 個(gè)月，Hurst 指數(shù)有所下降并接近0.5，即市場(chǎng)有效性程度提高。如2014年底人民幣合格境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者（RQDII）開閘、2015 年 8 月“811”匯改、2016 年 12 月“深港通”正式啟動(dòng)和2018 年3 月中國(guó)債券宣布納入彭博巴克萊全球綜合指數(shù)等事件后，離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性均有顯著提高。

2.變量選擇與模型設(shè)計(jì)

根據(jù)理論和文獻(xiàn)分析，運(yùn)用模型進(jìn)行OLS 擬合，分析影響離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性的因素。

其中，Ht為被解釋變量，Δrt、ampt、savet、Δet和 NDFt為解釋變量。

Ht是按照R/S 重標(biāo)極差法計(jì)算t 月所有交易日的Hurst 指數(shù)，取平均值得到月度Hurst 指數(shù)，該數(shù)值越大，市場(chǎng)有效性程度越低；反之，市場(chǎng)有效性越高。Δrt是在岸與離岸人民幣利差，t 月所有交易日一年期SHIBOR 與一年期HIBOR 之差，取平均值得到月度數(shù)據(jù)，用來(lái)衡量境內(nèi)外融資成本差異。ampt是日對(duì)數(shù)收益率的月振幅，ampt=（當(dāng)月最高價(jià)-當(dāng)月最低價(jià)）/當(dāng)月平均收益率，代表日對(duì)數(shù)收益率的月波動(dòng)幅度。savet是香港人民幣存款總量的月度數(shù)據(jù)，用來(lái)衡量人民幣國(guó)際化程度。Δet是在岸與離岸人民幣匯差，t月所有交易日美元兌在岸人民幣（USDCNY）與美元兌離岸人民幣（USDCNH）之差，取平均值得到月度數(shù)據(jù)。NDFt是美元兌人民幣NDF，t 月所有交易日的NDF 取平均值得到月度數(shù)據(jù)，用于衡量離岸市場(chǎng)對(duì)人民幣升值或貶值的預(yù)期。

3.回歸結(jié)果

由表4 回歸結(jié)果可知，解釋變量中代表人民幣國(guó)際化程度的savet變量并不顯著。這說(shuō)明，人民幣國(guó)際化程度的提高不會(huì)顯著提升離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)的有效性，即假設(shè)2 沒(méi)有得到驗(yàn)證。在解釋變量中，只有在岸與離岸人民幣利差（Δrt）和匯差（Δet）顯著,分別在5%與1%的顯著水平上與被解釋變量具有顯著的負(fù)向影響，也就是說(shuō)，在岸與離岸人民幣利差和匯差的提高會(huì)降低離岸人民幣債券市場(chǎng)的Hurst 指數(shù)，即提高離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)的有效性，假設(shè)3 和假設(shè)4 成立。

表4 離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性影響因素回歸結(jié)果

之所以在岸與離岸人民幣利差和匯差的擴(kuò)大會(huì)提高離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)的有效性，其原因如下：我們使用境內(nèi)外人民幣利差來(lái)描述境內(nèi)外融資成本差異，當(dāng)在岸人民幣利率高于離岸利率，即表示在岸融資成本高于離岸，離岸人民幣債券對(duì)投資者的吸引力相對(duì)于在岸人民幣債券有所提高，增加了人們對(duì)離岸人民幣的需求，促進(jìn)了離岸人民幣債券市場(chǎng)的發(fā)展，從而提高了離岸人民幣債券市場(chǎng)的有效性。同理，在人民幣升值預(yù)期較強(qiáng)時(shí)，離岸人民幣與在岸人民幣匯差增加，市場(chǎng)上離岸人民幣債券這樣的資產(chǎn)需求將會(huì)提升，促進(jìn)離岸人民幣債券市場(chǎng)發(fā)展，從而提高了離岸人民幣債券市場(chǎng)有效性。

五、結(jié)論與建議

本文選取恒生麥凱德離岸人民幣企業(yè)債指數(shù)作為研究對(duì)象，以人民幣加入SDR 為界分為前后兩個(gè)時(shí)間段，通過(guò)游程檢驗(yàn)、方差比檢驗(yàn)和GARCH 模型檢驗(yàn)，探討了人民幣納入SDR 是否影響離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性以及影響離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性程度的因素，得出如下結(jié)論：

第一，在人民幣加入SDR 之前，離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)不滿足弱式有效性條件。人民幣加入SDR 之后，離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)雖然仍不滿足弱式有效性條件，但實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明其市場(chǎng)有效性增強(qiáng)。

第二，人民幣國(guó)際化程度和人民幣升值預(yù)期未能對(duì)離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性提升產(chǎn)生顯著性影響，但在岸與離岸人民幣利差和匯差的擴(kuò)大會(huì)顯著提升離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性。

根據(jù)本文研究結(jié)果，思考離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)建設(shè)，提出如下政策建議：

第一，增加離岸人民幣債券市場(chǎng)發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)力，不能僅僅依賴政策作為推進(jìn)離岸人民幣債券市場(chǎng)發(fā)展的動(dòng)力。因?yàn)榻?jīng)研究發(fā)現(xiàn)，在岸與離岸人民幣利差和匯差的擴(kuò)大會(huì)顯著提升離岸人民幣企業(yè)債市場(chǎng)有效性。但隨著資本賬戶開放的逐漸深入，在岸與離岸人民幣利差和匯差將會(huì)呈現(xiàn)不斷縮小的趨勢(shì)。僅僅依靠離岸與在岸人民幣市場(chǎng)之間關(guān)系作為推動(dòng)離岸人民幣債券市場(chǎng)動(dòng)力已經(jīng)不具有長(zhǎng)足性。因此，離岸人民幣債券市場(chǎng)的進(jìn)一步發(fā)展主要將依賴其自身的市場(chǎng)性因素。

第二，注重離岸人民幣債券市場(chǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。離岸人民幣債券市場(chǎng)的不斷發(fā)展需要其基礎(chǔ)設(shè)施的完善。例如，完善離岸人民幣債券指數(shù)、可交易遠(yuǎn)掉期基礎(chǔ)價(jià)格指標(biāo)等市場(chǎng)基本指數(shù)的形成和發(fā)布機(jī)制；加快建設(shè)便捷安全的支付結(jié)算系統(tǒng)；完善境內(nèi)外對(duì)債券市場(chǎng)的協(xié)調(diào)監(jiān)管，控制系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，等等。

第三，進(jìn)一步推動(dòng)人民幣國(guó)際化進(jìn)程，促進(jìn)離岸人民幣債券市場(chǎng)發(fā)展。繼續(xù)深化利率與匯率形成機(jī)制，加強(qiáng)利率與匯率的調(diào)節(jié)作用，為人民幣使用者提供便利；謹(jǐn)慎地逐步開放資本賬戶，大力發(fā)展金融衍生品工具；調(diào)節(jié)貿(mào)易結(jié)構(gòu)，加大科技創(chuàng)新力度，增強(qiáng)產(chǎn)品核心競(jìng)爭(zhēng)力；抓住“一帶一路”機(jī)遇，加深與世界各國(guó)的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作，提高人民幣國(guó)際地位和認(rèn)可度，促進(jìn)離岸人民幣債券市場(chǎng)發(fā)展。