人民幣國(guó)際化進(jìn)程中在岸與離岸市場(chǎng)匯率聯(lián)動(dòng)研究

楊 帆

（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)，天津 300222）

0 引言

隨著人民幣國(guó)際化進(jìn)程的加快，我國(guó)跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算額穩(wěn)步提升，離岸人民幣業(yè)務(wù)規(guī)模不斷擴(kuò)大，以香港為中心的人民幣離岸市場(chǎng)已初步形成。特別是自香港人民幣清算協(xié)議簽訂以后，包括香港離岸即期、人民幣本金可交割遠(yuǎn)期(DF)、無(wú)本金交割遠(yuǎn)期(NDF)在內(nèi)的諸多離岸人民幣外匯市場(chǎng)開始加速成長(zhǎng)。

2010年香港離岸市場(chǎng)成立之初，離岸人民幣兌美元即期匯率呈單邊增長(zhǎng)走勢(shì)，與境內(nèi)市場(chǎng)匯差波動(dòng)較大。2011年9月以來(lái)，離岸市場(chǎng)匯率持續(xù)高于在岸市場(chǎng)匯率的趨勢(shì)逐漸消失，并呈雙向波動(dòng)。2012年，在岸與離岸人民幣匯差縮小至50～100基點(diǎn)以內(nèi)。2014年2月以來(lái)，在岸及離岸市場(chǎng)人民幣匯率一轉(zhuǎn)往年升勢(shì)，在岸即期匯率跟隨人民幣兌美元匯率中間價(jià)連續(xù)收跌，與此同時(shí)，海外投資者持續(xù)減持離岸人民幣，致使離岸人民幣匯率走弱，并與在岸人民幣的匯差進(jìn)一步收窄。受美國(guó)量化寬松政策退出的影響，人民幣匯率在近期呈連續(xù)貶值態(tài)勢(shì)，而這也將對(duì)全球跨境資金流動(dòng)和中國(guó)“去杠桿化”進(jìn)程帶來(lái)新的沖擊。因此，厘清在岸與離岸人民幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，確定人民幣匯率水平的變動(dòng)和信息波動(dòng)的中心，將有助于監(jiān)管部門采取有效措施，減少離岸人民幣的高投機(jī)性對(duì)外匯市場(chǎng)穩(wěn)定性的沖擊，促進(jìn)不同市場(chǎng)間匯率關(guān)系的協(xié)調(diào)發(fā)展。

本文將在前人研究基礎(chǔ)上，選取2012年央行擴(kuò)大人民幣兌美元日間波幅以來(lái)的境內(nèi)外人民幣即期、遠(yuǎn)期匯率的最新數(shù)據(jù)，采用二元MVGARCH-BEKK模型和Wald系數(shù)檢驗(yàn)，對(duì)人民幣離岸市場(chǎng)和在岸市場(chǎng)匯率聯(lián)動(dòng)的引導(dǎo)效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)相結(jié)合并進(jìn)行全面探討。

1 方法與模型

金融市場(chǎng)間的匯率信息聯(lián)動(dòng)包括線性的信息引導(dǎo)效應(yīng)和非線性的波動(dòng)溢出效應(yīng)。對(duì)于匯率價(jià)格信息的引導(dǎo)關(guān)系，是根據(jù)信息流動(dòng)的方向，判斷具有引導(dǎo)效應(yīng)的一方，本文將通過(guò)VAR(k)模型和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)此進(jìn)行分析；對(duì)于非線性的波動(dòng)溢出效應(yīng)，現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)多采用GARCH族模型判斷不同市場(chǎng)間的相互溢出效應(yīng)，本文將采用MVGARCH-BEKK模型分析。

首先，對(duì)不同市場(chǎng)間的信息引導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行模型分析。假設(shè)存在A、B兩個(gè)市場(chǎng)，其匯率價(jià)格序列分別為 r1，t和r2，t，則檢驗(yàn)匯率價(jià)格引導(dǎo)效應(yīng)的二維向量自相關(guān)模型為:

對(duì)于式(1)，μ1為常數(shù)項(xiàng)，α1i表示市場(chǎng)A匯率價(jià)格的自回歸滯后系數(shù)，β1j表示市場(chǎng)B至市場(chǎng)A的價(jià)格傳導(dǎo)，ε1，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。若所有β1j顯著異于零，說(shuō)明市場(chǎng)B匯率價(jià)格的變化能夠預(yù)測(cè)市場(chǎng)A未來(lái)的變化，即市場(chǎng)B變化是市場(chǎng)A變化的Granger原因。式(2)同理。

其次，對(duì)于不同市場(chǎng)之間非線性的匯率波動(dòng)溢出效應(yīng)，國(guó)內(nèi)已有李曉峰等（2008）采用MGARCH-BEKK（p,q）模型檢驗(yàn)人民幣即期匯率市場(chǎng)與境外衍生品市場(chǎng)之間的波動(dòng)溢出關(guān)系，姚小劍等（2011）采用BEKK模型和Wald系數(shù)方法對(duì)國(guó)際金融市場(chǎng)與國(guó)際原油期貨市場(chǎng)的溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，因而本文將在此基礎(chǔ)上采用二元MVGARCH-BEKK模型和Wald系數(shù)檢驗(yàn)對(duì)人民幣在岸與離岸市場(chǎng)匯率的波動(dòng)溢出效應(yīng)進(jìn)行研究。

上述式(1)、式(2)中的εt=(ε1，t，ε2，t)T 為殘差向量，且εt|Ωt-1～ N(0，Ht)，Ωt-1表示 t-1時(shí)刻的信息集，Ht為殘差向量εt的條件方差—協(xié)方差對(duì)稱矩陣，。

兩市場(chǎng)的二元GARCH-BEKK(1，1)矩陣形式為:

將式(3)展開得到Ht各元素的表示式:

式(4)、式(5)、式(6)中，h11，t、h22，t分別表示市場(chǎng)A、B的條件方差，h12，th21，t表示A、B市場(chǎng)間的條件協(xié)方差。等式左邊的方差項(xiàng)表示市場(chǎng)當(dāng)期的波動(dòng)，右邊方差項(xiàng)的平方表示市場(chǎng)前期的波動(dòng)，殘差項(xiàng)的平方表示市場(chǎng)前期的沖擊。矩陣A的α11、α22表示市場(chǎng)自身波動(dòng)的ARCH效應(yīng)，即波動(dòng)的時(shí)變性特征。矩陣B的β11、β22表示市場(chǎng)自身波動(dòng)的GARCH效應(yīng)，即波動(dòng)的持續(xù)性特征。矩陣A的α12、α21和矩陣B的β12、β21分別表示市場(chǎng)A、B之間的沖擊傳遞和波動(dòng)傳遞效應(yīng)，即為波動(dòng)溢出效應(yīng)。

由此可知，市場(chǎng)A或B的波動(dòng)，一是自身與對(duì)方前期波動(dòng)以及協(xié)方差h12，t-1有關(guān)；另一方面是自身與對(duì)方前期殘差以及二者的互相作用ε1，t-1ε2，t-1有關(guān)。因此，對(duì)市場(chǎng)A或B，只要來(lái)自對(duì)方的影響不顯著，則該市場(chǎng)當(dāng)期的波動(dòng)就只決定于自身前期ARCH及GARCH項(xiàng)的影響，因此給出下面對(duì)市場(chǎng)A、B間波動(dòng)溢出效應(yīng)的Wald檢驗(yàn)。

假設(shè)1:市場(chǎng)A、B之間不存相互波動(dòng)溢出H0:α21=β21=0;α12=β12=0

假設(shè)2:市場(chǎng)A對(duì)市場(chǎng)B無(wú)波動(dòng)溢出H0:α12=β12=0

假設(shè)3:市場(chǎng)B對(duì)市場(chǎng)A無(wú)波動(dòng)溢出H0:α21=β21=0

2 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

本文以2012年4月12日央行決定擴(kuò)大外匯市場(chǎng)人民幣兌美元匯率波幅以后的數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象。選取銀行間外匯市場(chǎng)人民幣兌美元匯率收盤價(jià)（CNY）、銀行間1年期遠(yuǎn)期匯率（DF12）為在岸市場(chǎng)匯率的代表,以香港離岸市場(chǎng)人民幣兌美元即期匯率定盤價(jià)（CNH）、1年期NDF市場(chǎng)遠(yuǎn)期匯率（NDF12）為離岸市場(chǎng)匯率的代表，分別研究在岸與離岸即、遠(yuǎn)期匯率的聯(lián)動(dòng)關(guān)系。樣本區(qū)間選自2012年4月13日至2014年4月30日，所有匯率均為人民幣兌美元匯率，數(shù)據(jù)均來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.1 人民幣在岸與離岸市場(chǎng)匯率引導(dǎo)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

首先對(duì)四個(gè)樣本變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。圖1顯示自2012年4月以來(lái)，各人民幣市場(chǎng)匯率升值趨勢(shì)一波三折，前期先抑后揚(yáng)，后從今年開始走貶。由表1可知，各即期匯率比遠(yuǎn)期匯率均值略小，說(shuō)明人民幣有貶值反彈跡象；離岸NDF遠(yuǎn)期與在岸遠(yuǎn)期匯率的相關(guān)性比即期匯率的相關(guān)性更高；離岸市場(chǎng)即、遠(yuǎn)期匯率的標(biāo)準(zhǔn)差分別大于在岸市場(chǎng)，表明離岸市場(chǎng)匯率的波動(dòng)比在岸市場(chǎng)更劇烈。

圖1 2012年4月-2014年4月在岸與離岸市場(chǎng)即、遠(yuǎn)期匯率時(shí)序圖

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

2.1.1 單位根檢驗(yàn)

采用ADF檢驗(yàn)，對(duì)4個(gè)原序列及對(duì)數(shù)一階差分后的序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其中最優(yōu)滯后階數(shù)根據(jù)SIC準(zhǔn)則選取，結(jié)果如表2所示。原序列CNY、DF12 CNH、NDF12均在1%的顯著性水平下為非平穩(wěn)，而對(duì)原序列取對(duì)數(shù)一階差分，即：100×（lnRt-lnRt-1），變化后的序列在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，且均為一階單整，接受不存在單位根的結(jié)論。

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

2.1.2 協(xié)整檢驗(yàn)

采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，利用AIC、SC、LR和FPE準(zhǔn)則，選擇VAR模型的最佳滯后期，如果存在差異，以AIC準(zhǔn)則優(yōu)先。如表3所示，確定模型滯后階數(shù)為3，建立VAR模型，協(xié)整方程包含線性趨勢(shì)和截距，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)4個(gè)變量在5%的顯著性水平下存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)的階數(shù)選擇

2.1.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為分析在岸與離岸匯率的引導(dǎo)效應(yīng)，即哪一方在人民幣匯率水平的變動(dòng)中處于信息中心地位，本文構(gòu)建2變量的VAR模型，并對(duì)其進(jìn)行滯后3期的格蘭杰因果檢驗(yàn)，以分析各匯率市場(chǎng)間的引導(dǎo)效應(yīng)，檢驗(yàn)結(jié)果總結(jié)歸納如表5所示。

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

表5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，CNY對(duì)CNH和NDF12均具有引導(dǎo)效應(yīng)，反之CNH和NDF12對(duì)CNY均不存在引導(dǎo)作用。目前，人民幣日間波幅的擴(kuò)大強(qiáng)化了在岸即期市場(chǎng)的定價(jià)優(yōu)勢(shì)，在岸即期匯率的形成初具市場(chǎng)基礎(chǔ)，但受央行人民幣兌美元匯率中間價(jià)的影響，在岸即期匯率仍具有一定的獨(dú)立性和外生性，基本不受香港離岸市場(chǎng)人民幣即期匯率和衍生品匯率信息的引導(dǎo)。

若將顯著性水平設(shè)置為5%，NDF12對(duì)DF12存具有引導(dǎo)作用，但NDF12不受DF12影響。這是由于離岸NDF市場(chǎng)的交易者投機(jī)性交易目的更強(qiáng)，因而NDF匯率更大程度上反映了投機(jī)者對(duì)人民幣匯率水平的預(yù)期，而非簡(jiǎn)單受在岸市場(chǎng)匯率的引導(dǎo)。特別是在我國(guó)外匯順差大幅上漲，人民幣國(guó)際化影響逐步擴(kuò)大的背景下，這種交割期較長(zhǎng)的人民幣外匯衍生品更多的表現(xiàn)為人民幣長(zhǎng)期預(yù)期趨勢(shì)。而在岸人民幣遠(yuǎn)期主要作用于外貿(mào)企業(yè)遠(yuǎn)期結(jié)匯的風(fēng)險(xiǎn)控制，相對(duì)于在岸即期匯率受到的管制較少，可以比較充分的反映市場(chǎng)對(duì)人民幣匯率中長(zhǎng)期走勢(shì)判斷的預(yù)期值。而離岸市場(chǎng)人民幣本身就不受央行監(jiān)管，其匯率水平反映了市場(chǎng)交易者的普遍預(yù)期。正是由于這種市場(chǎng)預(yù)期的存在，NDF12對(duì)DF12具有引導(dǎo)效應(yīng)。

此外，CNY對(duì)DF12，CNH對(duì)NDF12分別具有引導(dǎo)效應(yīng)，這符合遠(yuǎn)期產(chǎn)品的定價(jià)原理。因此，在人民幣匯率的引導(dǎo)上，應(yīng)主要關(guān)注即期匯率水平的變化。

2.2 人民幣在岸與離岸市場(chǎng)匯率波動(dòng)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析

本部分采用二元MVGARCH-BEKK模型分析，為了更好的體現(xiàn)各市場(chǎng)自身的波動(dòng)，文章將均值模型設(shè)置為ARMA模型。GARCH族模型的實(shí)證檢驗(yàn)，要求各序列以存在異方差性為前提，因此本文在進(jìn)行波動(dòng)溢出效應(yīng)檢驗(yàn)之前，首先對(duì)各序列進(jìn)行異方差性檢驗(yàn)。

2.2.1 人民幣匯率異方差性分析

從表6的分析結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，各序列的殘差具有明顯的ARCH效應(yīng)。同時(shí)參照的Q和Q2統(tǒng)計(jì)量，可知各殘差序列有明顯的相關(guān)性。

表6 人民幣匯率異方差性檢驗(yàn)

2.2.2 MVGARCH-BEKK建模分析

為判斷模型是否良好擬合了各序列的異方差性，需對(duì)估計(jì)的模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。表7結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，四個(gè)樣本的殘差和殘差平方都不存在顯著的自相關(guān)性，也沒有顯著地ARCH效應(yīng)，都是白噪聲過(guò)程，因此，我們建立的MVGARCH-BEKK（1,1）模型是合理的。

表7 變量的BEKK模型設(shè)置檢驗(yàn)

表8中MVGARCH-BEKK（1,1）模型估計(jì)的參數(shù)能夠有效反映在岸人民幣即期、遠(yuǎn)期市場(chǎng)，香港離岸人民幣即期、NDF市場(chǎng)波動(dòng)率的聚集性（ARCH效應(yīng)）和波動(dòng)性的持久性（GARCH效應(yīng)）以及市場(chǎng)間的相互影響（波動(dòng)溢出效應(yīng)）。從單個(gè)市場(chǎng)來(lái)看，每一組研究對(duì)象，在5%的顯著水平下，條件方差—協(xié)方差方程的系數(shù)矩陣A的元素A(1，1)、A(2，2)均顯著異于零，說(shuō)明四個(gè)市場(chǎng)的波動(dòng)率都具有ARCH效應(yīng)；同樣，矩陣B的元素B(1，1)、B(2，2)也均在5%的水平下顯著異于零，即四個(gè)市場(chǎng)的波動(dòng)也均具有GARCH效應(yīng)。從市場(chǎng)之間的波動(dòng)溢出關(guān)系來(lái)看，只有（CNY-NDF12）的矩陣元素B（2,1）和（DF12-NDF12）的矩陣元素A（1,2）、B（2,1）的統(tǒng)計(jì)結(jié)果在10%的顯著水平下異于零，表明這兩組市場(chǎng)間有一定的溢出效應(yīng)。

表9給出了人民幣在岸和離岸市場(chǎng)間波動(dòng)溢出的Wald檢驗(yàn)結(jié)果。首先看第一列，CNY市場(chǎng)與1年期NDF市場(chǎng)。第一項(xiàng)表明，在5%顯著性水平下，兩個(gè)市場(chǎng)存在相互波動(dòng)溢出效應(yīng)。第二項(xiàng)表明，CNY市場(chǎng)對(duì)1年期NDF市場(chǎng)的波動(dòng)溢出在10%的水平下是顯著的。第三項(xiàng)表明，1年期NDF市場(chǎng)對(duì)CNY市場(chǎng)的波動(dòng)溢出在1%的水平下具有顯著性。因此，在這兩個(gè)市場(chǎng)波動(dòng)溢出方面，信息更多地表現(xiàn)為從NDF市場(chǎng)向CNY市場(chǎng)的單向傳導(dǎo)。據(jù)此，表9第二列一年期DF市場(chǎng)與一年期NDF市場(chǎng)之間，在1%的顯著性水平下存在相互波動(dòng)溢出效應(yīng)，且信息流在兩個(gè)市場(chǎng)間表現(xiàn)出雙向傳導(dǎo)。而第三列一年期DF市場(chǎng)與CNH市場(chǎng)之間、第四列CNY市場(chǎng)與CNH市場(chǎng)之間，均沒有明顯的波動(dòng)溢出效應(yīng)。

表8 人民幣離岸市場(chǎng)與在岸市場(chǎng)之間的BEKK(1，1)模型

表9 人民幣在岸市場(chǎng)與離岸市場(chǎng)之間波動(dòng)溢出的Wald檢驗(yàn)結(jié)果

3 研究結(jié)論

本文利用Granger因果分析和MVGARCH-BEKK模型、Wald系數(shù)檢驗(yàn)，對(duì)人民幣在岸市場(chǎng)即期匯率、遠(yuǎn)期匯率和香港離岸市場(chǎng)即期匯率、NDF匯率之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，探討了人民幣在岸與離岸市場(chǎng)之間的引導(dǎo)效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)。研究結(jié)果表明：

（1）受央行貨幣和外匯政策影響，在岸即期匯率具有一定的人民幣定價(jià)優(yōu)勢(shì)，其受香港人民幣離岸市場(chǎng)的引導(dǎo)不顯著，但其對(duì)香港離岸即期市場(chǎng)、NDF市場(chǎng)均有顯著的引導(dǎo)效應(yīng)。在岸遠(yuǎn)期匯率對(duì)人民幣離岸市場(chǎng)不具有引導(dǎo)效應(yīng)，但離岸市場(chǎng)一年期NDF匯率對(duì)在岸遠(yuǎn)期具有引導(dǎo)作用。因此，央行應(yīng)制定貼近市場(chǎng)供求的人民幣匯率水平，繼續(xù)擴(kuò)大境內(nèi)人民幣匯率日間波幅，引導(dǎo)離岸市場(chǎng)人民幣匯率的走勢(shì)，進(jìn)一步縮減在岸與離岸市場(chǎng)的匯率差。

（2）在岸即期與離岸NDF市場(chǎng)之間存在相互波動(dòng)溢出效應(yīng)，但信息更多地表現(xiàn)為從NDF市場(chǎng)向在岸即期市場(chǎng)的單向傳導(dǎo)。雖然目前離岸市場(chǎng)人民幣匯率水平對(duì)在岸即期市場(chǎng)不具有引導(dǎo)效應(yīng)，但離岸市場(chǎng)人民幣相關(guān)匯率發(fā)生波動(dòng)時(shí)，這種波動(dòng)卻可以傳導(dǎo)至在岸即期市場(chǎng)，造成在岸即期匯率的不穩(wěn)定。而對(duì)于在岸遠(yuǎn)期市場(chǎng)與離岸NDF市場(chǎng)之間的關(guān)系，研究表明在岸遠(yuǎn)期與NDF匯率也存在雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)。因此，監(jiān)管部門應(yīng)時(shí)刻防范人民幣離岸市場(chǎng)對(duì)在岸市場(chǎng)的價(jià)格波動(dòng)沖擊。

（3）綜合來(lái)看，在岸即期市場(chǎng)是人民幣匯率水平變動(dòng)的信息中心，對(duì)離岸市場(chǎng)有更顯著的引導(dǎo)效應(yīng)，而波動(dòng)溢出效應(yīng)不顯著；而離岸NDF市場(chǎng)是人民幣匯率波動(dòng)的信息中心，其對(duì)在岸匯率的波動(dòng)溢出效應(yīng)較為顯著，而引導(dǎo)效應(yīng)較弱。香港人民幣即期匯率由于推出時(shí)間尚短，交易量小，對(duì)

在岸市場(chǎng)匯率的引導(dǎo)效應(yīng)和波動(dòng)溢出效應(yīng)都不顯著。

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