【人民币即期汇率与NDF汇率之间的溢出效应--基于MA1-TARCH11模型的实证研究】即期汇率

人民币即期汇率与NDF汇率之间的溢出效应--基于MA1-TARCH11模型的实证研究

摘 要：
即期汇率；
NDF汇率；
溢出. 当前人民币NDF市场迅速发展，而国内远期市场（DF） 尚不发达，境外NDF市场是否会成为人民币汇率的定价中 心？它的剧烈震荡是否会引起境内市场的剧烈波动，从而影 响人民币币值的稳定？等等，本文试图回答上述问题。

一、相关理论与文献回顾 理论上认为离境NDF远期汇率的定价并不遵循利率平价 理论。张陶伟，杨金国（2005）认为其报价主要是依据市场 参与者对外汇的预期[8]；
除此之外，黄学军、孙文静（2007） 认为还包括市场投机者的头寸、投资者对于外汇的需求以及预期外汇制度的改变等因素[7]。即便如此，NDF远期汇率与 即期汇率之间仍存在着相互关系，这是由远期和即期之间的 经济关系决定的。理论上，关于这种联系的阐述基本没有， 最早可借鉴的有Kaen and Hachey(1983)、Hartman(1984)等 的研究，他们核心的假说为对于离岸市场来说境内市场是信 息中心，并且该假说在对美元利率境内外市场互动关系的实 证研究时得到了证实[1][2]。如果这种假说在外汇市场也成 立，那么即期汇率的变化将有助解释离境NDF远期汇率的变 动。

另一方面，当离境NDF外汇市场的投机者和套期保值者 比例保持在一定的范围内时，将确保该远期市场的价格发现 功能的有效发挥（黄学军、吴冲锋，2006）[9]。这意味着 远期价格具有预期性、公开性和一定的权威性、连续性等。

同时，任兆璋等（2005）从理论和实证的角度都证明，人民 币离境NDF远期汇率是人民币汇率理想的预期变量[10]。正 因如此，远期汇率常成为现汇定价的重要参考依据，从这点 出发，在一定条件下，远期汇率应同样有助于解释即期汇率。

总之，理论上，离岸NDF市场和现汇市场之间应该存在互动 的关系。

在实证方面，有关离境NDF远期汇率与即期汇率间关系 的文献稍多一些。实证的方法，起初主要是使用协整和格兰 杰因果关系检验。Ross(1989)提出资产波动率可作为信息流 动的测度后[3]，基于此，Hamao、Masulis and Ng(1990)构建GARCH模型，对国际股票市场间的溢出效应进行实证[4]。

随后研究者开始运用该GARCH模型于外汇市场，以考察远期 市场和即期市场间的信息流动。实证的结论有的支持即期汇 率和远期汇率互为引导，有些只支持单向的引导关系。

针对人民币离境NDF远期汇率和即期汇率间关系的研究， 主要为实证研究，但结论则各有所异。黄学军和吴冲锋 （2006）发现即期汇率和1月期NDF汇率之间存在双向因果关 系，但即期汇率对1年期NDF汇率只有单向引导关系[9]。代 幼渝和杨莹（2007）发现，即期汇率是境外1月期、3月期和 6月期NDF汇率的单向格兰杰原因，并且对1年期NDF汇率无因 果关系[11]。此外，也有少量利用GARCH模型于我国外汇市 场的研究。徐剑刚、李治国和张晓蓉（2007）运用MA（1） -GARCH（1，1）模型分析发现样本期内两市场波动率不存在 相互溢出效应，离境NDF市场对即期市场有单向的报酬溢出 [12]。陈蓉、郑振龙和龚继海（2009）同样利用MA（1）-GARCH （1，1）模型检验了禁令前（2005.7～2006.10）和禁令后 （2006.11～2008.2）两个样本期即期与3月期NDF间的溢出 效应，发现禁令前即期汇率对NDF汇率有单向报酬溢出，禁 令后NDF汇率对即期汇率有单向报酬溢出效应；
波动率方面 禁令前后同样不存在相互溢出效应[13]。总的看来，现有研 究存在以下不足：一是理论基础阐述不足，多数是纯统计上 的结论；
二是样本期不长；
三是只研究了即期汇率与单一NDF 交易品种的关系，分析不全面，说服力不足；
四是对方法上的创新不足等。

为此，本文基于境内市场是离岸市场的信息中心假说， 以及期货（远期）市场具有价格发现功能的理论基础，选取 即期汇率与多种离境NDF汇率交易品种分别进行分析，同时 针对各序列分布的有偏性，采用MA（1）-TARCH（1，1）模 型来拟合数据，并将样本数据更新到2009年1月份，以全面 考察汇改后人民币即期市场与离境NDF远期市场间的信息流 动。

二、数据描述与研究方法 1、数据来源 本文选取美元兑人民币（CNY/USD）即期汇率；
以及香 港市场1星期期、1月期、3月期、1年期、2年期五种代表短 期、中期和长期的离境NDF美元兑人民币（CNY/USD）远期汇 率，样本期从2005年7月22日（汇改日）至2009年1月21日。

即期汇率数据来源中国国家外汇管理局网站，远期汇率数据 来源于Bloomberg。由于境内外节假日不同，当各种NDF汇率 和即期汇率的交易日期不匹配时，将对应交易日的数据删除。

经删除后，各远期品种的具体观察值是：1星期期、1月期、 3月期、1年期、2年期分别为773、813、829、829和566个。

2、数据描述 本文采用ADF来考察各自的平稳性。检验结果表明，六 组序列均不平稳。为此，将六组序列利用Ri,t=lnPi,t-lnPi,t-1转换为收益率序列，其中P为即期和 远期以直接标价法表示（CNY/USD）的汇率值，t代表时间。

再利用ADF来考察各收益率序列，检验结果表明所有收益率 序列平稳序列（检验结果可见附表1），下文的分析均针对 各序列的对数收益率进行。

根据各对数收益率序列，其均值都为负的，说明投资人 民币有利可图；
此外，通过计算各序列的偏度和峰度值，可 知除即期汇率收益率和3月期远期汇率收益率表现出左偏外， 其于序列均表现出右偏；
峰度系数都显著大于正态分布的3， 说明各序列均表现出厚尾的特征。JB检验统计量都在1%的显 著性水平下拒绝正态分布的原假设，序列分布呈现非正态性。

基于以上分析，文章一方面将引入非对称参数来捕捉序列分 布的有偏性，另一方面，将采用t分布、广义误差分布（GED） 等多种分布来拟合序列的厚尾特征；
最后各序列都存在相关 性，通过不断分析发现MA（1）过程能比较好地拟合我们的 数据（计算结果可见附表2）；

3、研究方法 文章采用Hamao、Masulis and Ng(1990)的模型[4]， 来检验即期汇率和离境NDF远期汇率变动均值和波动的溢出 效应。模型具体形式为：
(1) (2) 其中，式（1）和式（2）分别为均值方程和条件方差方程，R为汇率对数收益率，h则为式（1）中残差ε的条件方 差。当φj=θj=0时，式（1）和式（2）为MA（1）-GARCH（1， 1）模型。

针对序列分布的有偏性，根据Engle and Ng(1993)的研 究发现，资本市场中的冲击常常表现出一种非对称性，或者 说坏消息更容易增加波动[5]。金融资产的这个特征常被称 为"杠杆效应"。为检验这种效应，文章采用Zakoian(1990) 提出的TARCH模型对式（2）进行补充，即引入非对称效应项 [6]，（2）式变为：
（3） 其中γ1εi,t-1dt-1项为非对称项，dt-1是一个虚拟变 量，当εi,t-1<0时，dt-1=1；
否则，dt-1=0。只要γ1≠0， 就存在非对称效应。

其次，为反映序列分布的厚尾特征，本文采用GED分拟 合1年期NDF序列，其余序列采用t分布进行实证分析。

参数具体估计过程为，先假设φj=θj=0，式（1）和式 （3）为MA（1）-TARCH（1，1）模型，利用极大似然估计法， 分别求出两个市场的残差平方。进而带入式（1）和式（3）， 再次利用极大似然估计法，即可得到均值溢出参数φj和波 动率溢出参数θj。只要参数不等于0，则说明第j个市场对 第i个市场有溢出效应。

三、实证结果 表4A，表4B分别给出了检验结果。由表4A可知，从均值溢出来看，各期远期汇率收益率对即期汇率收益率的均值溢 出参数φj除2年期的在10%的水平下显著外，其余均在1%的 水平下显著。说明境外远期外汇市场对即期市场具有价格引 领功能，这表明离境NDF市场能发挥价格发现功能，并且从 显著性水平来看，参与短期NDF的套期保值者比较多，而参 与长期NDF进行投机的投资者比较多[9]。从波动率溢出来看， 各期远期汇率收益率对即期汇率收益率的波动率溢出参数 θj同样都显著异于0。且从参数数值来看，参数θj的估计 值都为负值，这种统计关系说明人民币境外NDF市场对即期 汇率波动具有稳定的功能。

表4A 人民币离境NDF远期汇率对即期汇率溢出效应的检 验 从表4B可知收益率间的溢出情况。从均值溢出来看，即 期汇率的报酬溢出参数φj，只有对1年期的远期汇率不显著 外，其余都显著异于零，其中对1月期和1星期期的均在1%的 水平下显著，且估计值都大于0。可见，人民币即期市场对 离境NDF远期市场同样具有价格引领功能，这说明人民币现 汇市场体现了本土信息中心的优势作用，对离岸NDF市场有 影响作用。从波动率溢出来看，即期汇率收益率对各期远期 汇率收益率的波动溢出参数θj都显著异于0。但与表4A中不 同的是，此处的波动溢出参数估计值都大于0，说明人民币 外汇即期市场是离境NDF远期市场的波动输出市场。本文有 关波动率溢出的实证结果，虽与徐剑刚等（2007）、陈蓉等（2009）的研究结论有所差异，尽管他们只研究了单一NDF 交易品种和现汇市场的关系。但值得注意的是，本文得到的 统计关系只是一种长期的关系，而非短期。此外，本文离境 NDF长期对即期汇率波动负的溢出效应，得到了黄学军、孙 文静（2007）在研究韩国实际情形的证实，即韩国在1999年 NDF在岸化后汇率波动率并没有明显改变，相反长期内还呈 下降的趋势[7]。

表4B人民币即期汇率对离境NDF远期汇率溢出效应的检 验 最后，关于人民币两个外汇市场冲击效果的非对称性， 表4A中的非对称性参数γ1均不显著，说明即期外汇市场不 存在"杠杆效应"。由前文对样本数据的描述统计可知，Rspot 序列分布的偏度也只有-0.5117，为所有序列中最小的，因 此两检验结果在一定程度一致。而从表4B却可发现，除2年 期远期汇率收益率的非对称性参数不显著外，其余的都显著 异于0，说明离境NDF远期市场存在非对称性。进一步，依据 Engle and Ng(1993)绘制非对称信息冲击曲线的方法，图1A， 图1B分别给出了1星期期、1月期、3月期和1年期远期汇率收 益率的非对称信息冲击曲线。从图1中可以看到，不同信息 冲击效果的不对称性非常明显，尤其是1星期期和1月期的。

值得注意的是，本文绘制的信息冲击曲线似乎与Engle and Ng(1993)等研究中对应的曲线形状不太一样。在Engle and Ng(1993)等的研究中，因残差为负代表坏消息，所带来的波动率更大，从而曲线比残差为正时更陡峭[5]。而本文刚好 相反，这主要是由于文中的收益率均值均为负值，当残差为 负时，相当于人民币升值，这对于在离境NDF远期市场上对 人民币进行保值套利的投资商来说，应理解为好消息而非坏 消息，所以两者并不矛盾，本质上是一样的。类似的，非对 称参数γ1的估计值也都为负值。

1四、结论及启示 尽管目前人民币即期汇率市场与离境NDF远期市场由于 投资限制呈分割的态势，但相互之间仍存在互动关系：在报 酬方面，即期汇率与1星期期、1月期、3月期、2年期远期汇 率之间存在相互溢出效应，1年期远期汇率对即期汇率有单 向报酬溢出；
在波动率方面，即期汇率对远期汇率有显著正 的溢出效应，远期汇率对即期汇率有显著的负的溢出效应。

另外，1星期期、1月期、3月期、1年期远期汇率收益率存在 显著的"杠杆效应"。

上述统计结果暗含着：（1）汇改后，现汇价格已体现 了本土的信息中心优势作用，对离岸人民币NDF汇率产生了 影响；
另一方面，离境NDF市场也发挥了价格的发现功能， 对即期汇率有引导关系，且参与短期NDF交易的套期保值者 比较多，长期NDF交易的投机者偏多，说明赌博人民币长期 升值的境外投机者不少。（2）从市场波动的关联来看，离 境NDF市场对现汇市场有稳定作用，且现汇市场是NDF市场的波动输出源。但本文远期汇率对即期汇率波动有负溢出的统 计关系，也只是一种长期关系，而并非短期。短期内，无可 非疑，由于人民存在升值的预期，开放离岸NDF后，必然会 导致大量国际游资在短时间内的进入，势必引起现汇市场的 剧烈波动。二是当局可不必太担忧目前离境NDF市场的发展 会成为现汇市场的波动源，相反可以利用现汇市场很好地引 导NDF市场的发展。（3）境外投资机构或贸易商对规避人民 币风险的强烈需求。当前，我国须加快改革的步伐，完善远 期市场，以满足国内机构规避风险的需求，提高他们的市场 适应能力，这也是逐渐开放离境NDF市场，从而推进我国外 汇市场化进程的前奏。

参考文献：
[1]Kaen F.,Hachey G. Eurocurrency and National money market interest Rates[J].Journal of Money,Credit and Banking,1983,15:327-338. [2] Hartman H. The International Financial Market and Us Interest Rates[J].Journal of International Money and Finance,1984,3:91-103. [3] Ross,S..Information and Volatility:The Non-arbitrage Martingale Approach to Timing and Resolution Irrelevancy[J].Journal of Fiannce,1989,44:1-17.[7]黄学军,孙文静.自由化背景下NDF市场的开放--新 兴市场的经验[J].国际金融研究,2007,3:68-73. [8] 张陶伟,杨金国.人民币NDF与人民币汇率失调关系 的实证分析[J].国际金融研究,2005,10:49-54. [9]黄学军,吴冲锋.离岸人民币非交割远期与境内即期 汇率价格的互动:改革前后[J].金融研究,2006,11:83-89.