人民币即期汇率与NDF汇率的互动关系研究.doc

1、人民币即期汇率与 NDF 汇率的互动关系研究摘 要：本文以 2005 年 7 月 22 日至 2011 年 6 月 1 日间即期汇率与1 年期人民币 NDF 汇率为研究对象，运用 MA（1）-GARCH（1，1）模型检验金融危机前后两个市场间收益率的报酬溢出效应和波动溢出效应。分析结果表明，金融危机前，1 年期人民币 NDF 市场对即期市场具有单向的报酬溢出效应，且两者具有相互波动溢出效应；而金融危机后，1 年期人民币 NDF 市场对即期市场仍为单向的报酬溢出效应，但两者不在具有相互波动溢出效应。 关键词：NDF GARCH 模型 溢出效应 金融危机 一、引言 由次贷危机引发的全球金融危机对主

2、要发达国家经济体产生了严重的冲击，我国也难以独善其身。金融危机影响我国的一个重要方面是改变了对人民币单边升值的预期。而关于人民币汇率预期的一个重要指标就是人民币 NDF（Non-Deliverable Forward，无本金交割外汇远期交易） ，它是一种衍生金融工具，常用于衡量海外市场对人民币升值的预期。探析国际金融危机前后即期汇率与人民币 NDF 的相互关系，有助于我们更加了解我国汇率市场的波动特征，也有利于监管者研究制定与之相对应的政策，保持人民币汇率的稳定性。 二、文献回顾 在研究国内即期汇率与离岸 NDF 汇率的相互关系上，国内外有不少学者提出了各自的观点。Jinwoo Park（20

3、01）运用增广 GARCH 模型表明，在韩元汇率制度改革前，即期汇率对 NDF 市场存在着单向的报酬溢出效应和一个双向的波动溢出效应。而改革后，只存在 NDF 市场对即期汇率的单向报酬溢出效应和波动溢出效应。Hung-Gay FUNG 等（2004）着重研究了人民币 NDF 市场，发现 2002 年 11 月 13 日以后人民币 NDF 从升贴水角度来看是折价的。 在国内，研究汇改前后即期汇率与人民币 NDF 相互关系的文章比较多。如黄学军、吴冲锋（2006）通过分别对 1 月期和 1 年期 NDF 与即期汇率的因果关系检验，研究表明汇改以来，境内外市场的相互作用加强。徐建刚等（2007）以

4、MA（1）-GARCH（1，1）模型研究了人民币 NDF 市场和即期市场间均值和波动的溢出效应，结果表明，两个市场的波动没有相互溢出效应，即期市场对人民币 NDF 市场没有报酬溢出效应，而人民币 NDF 市场对即期市场具有报酬溢出效应。吕旦菲等（2009）通过建立向量 GARCH 模型，考察汇改前后人民币 NDF 与即期汇率两市场间收益率的均值溢出效应和波动溢出效应。研究金融危机前后即期汇率与人民币NDF 对比方面的实证文章甚少，因此，本文试图探讨金融危机前后即期汇率与人民币 NDF 之间的相互关系。 三、数据 1.数据说明与处理 本文研究数据的样本区间为 2005 年 7 月 22 日至 2

5、011 年 6 月 1 日。之所以选择汇改后的这段时间，是因为汇改前我国的汇率制度是固定汇率制，波动幅度较小。即期汇率选用直接标价法下人民币对美元的名义汇率的中间价（记作：SPOT） 。数据来源于国家外汇管理局官方网站。 人民币 NDF 汇率采用 1 年期人民币 NDF，因为在所有期限的品种中其交易最为活跃且交易量最大，因此，包含的信息量更多。数据来源于彭博数据库。由于国内外假期的不一致，因此把即期汇率与 1 年期人民币NDF 日期不一致的数据剔除，经调整后样本总共有 1410 个。其中金融危机前（2005.07.22-2008.09.15）样本数为 755 个，金融危机后（2008.09.1

6、6-2011.06.01）样本数位 655 个。 2.描述性统计分析与平稳性检验 表 1 描述性统计分析与平稳性检验 金融危机前 金融危机后 变量 RSPOT RNDF RSPOT RNDF 中文名 即期汇率 收益率 1 年期 NDF 收益率 即期汇率 收益率 1 年期 NDF 收益率 均值 -0.0002 -0.0002 -0.0000 -0.0001 标准差 0.0009 0.0026 0.0001 0.0038 偏度 -0.4261 0.7798 -0.6289 1.3580 峰度 4.72 8.39 10.83 24.65 JB 115.24 990.70 1715.23 12972.

7、99 P 值 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 Q（12） 17.02 17.28 25.68* 43.76* Q2（12） 162.40* 505.48* 216.90* 137.80* ADF 检验 -25.61* -24.81* -22.00* -24.43* 注：Q（12）为检验序列自相关性的 Ljung-Box Q 统计量；*、*分别表示在 1%、5%的水平下显著拒绝原假设；RSPOT 表示对 SPOT 序列取对数再差分，RNDF 亦是如此；ADF 检验为不带趋势项的单位根检验。本文计量软件：eviews6.0。 表 1 描述了金融危机前后即期汇率与 1 年期人

8、民币 NDF 收益率的主要统计特征。从均值来看，无论是金融危机前还是金融危机后，即期汇率和 1 年期人民币 NDF 收益率均值都接近于零。从波动性来看，1 年期人民币 NDF 汇率收益率的波动也比即期汇率大。从金融危机前后即期汇率收益率与 1 年期人民币 NDF 收益率的偏度和峰度对比来看，两者汇率收益率呈现尖峰和后尾特征。JB 统计量的 P 值也表明两者均非正态分布。从汇率收益率和汇率收益率平方的 Ljung-Box Q 统计量来看，金融危机前，即期汇率收益率与 1 年期人民币 NDF 汇率收益率不存在自相关性，而它们的平方序列都存在明显的自相关性。金融危机后，两者均存在显著的自相关性。这说

9、明即期汇率收益率与 1 年期人民币 NDF 汇率收益率序列存在波动的集聚性。因此可以考虑用 GARCH 模型描述它们的这种波动集聚性。最后从 ADF 平稳性检验来看，金融危机对两者没有产生影响，都在 1%显著性水平下拒绝原假设，意味着各收益率序列都是平稳的。 3.格兰杰因果检验 本文应用格兰杰因果检验方法来研究人民币即期汇率与 1 年期人民币 NDF 汇率的报酬溢出关系。根据对两者收益率序列的平稳性检验的结果，其收益率序列都是显著平稳的（见表 1） ，因此可以对它们进行格兰杰因果检验，不会出现伪回归问题。由于格兰杰因果检验结果对不同的滞后阶数是敏感的，我们对两者关系分别取 1 至 7 阶滞后进

10、行格兰杰因果检验，以分析两者收益率的变动在一周内的相互影响情况。 根据表 2 的结果，我们发现，金融危机前，对于任意滞后 1 至 7 阶的格兰杰因果检验，我们都可以在 1%的显著性水平下拒绝“RNDF 不是RSPOT 的格兰杰原因”的原假设，而我们只有在滞后 3 阶以后，才能在 5%的显著性水平下拒绝“RSPOT 不是 RNDF 的格兰杰原因”的原假设。这意味着 1 年期人民币 NDF 收益率的波动是即期汇率收益率波动的原因，即期汇率的波动在滞后 3 期以后才能引起 1 年期人民币 NDF 汇率收益率的波动，说明两者在滞后 3 期以后互为因果。 表 2 RSPOT 与 RNDF 格兰杰因果检验

11、 滞后阶数 原假设 金融危机前 金融危机后 F 值 P 值 F 值 P 值 1 RNDF 不是 RSPOT 的格兰杰原因 34.25* 0.0000 47.31* 0.0000 RSPOT 不是 RNDF 的格兰杰原因 0.04 0.8389 0.16 0.6880 2 RNDF 不是 RSPOT 的格兰杰原因 18.97* 0.0000 24.39* 0.0000 RSPOT 不是 RNDF 的格兰杰原因 1.80 0.1657 0.27 0.7657 3 RNDF 不是 RSPOT 的格兰杰原因 12.38* 0.0000 16.92* 0.0000 RSPOT 不是 RNDF 的格兰杰原

12、因 3.18* 0.0235 0.05 0.9839 7 RNDF 不是 RSPOT 的格兰杰原因 5.81* 0.0000 7.22* 0.0000 RSPOT 不是 RNDF 的格兰杰原因 2.40* 0.0199 0.44 0.8796 注：*、*分别表示在 1%、5%的水平上显著拒绝原假设。滞后 4 至 6阶的检验结果与滞后 3 阶一样，为节省篇幅，本文未予列出。 金融危机后，对于任意滞后 1 至 7 阶的格兰杰因果检验，我们都可以在 1%的显著性水平上拒绝“RNDF 不是 RSPOT 的格兰杰原因”的原假设，在任意滞后阶数都无法在 5%的显著性水平上拒绝“RSPOT 不是 RNDF

13、的格兰杰原因”的原假设。表明 1 年期人民币 NDF 汇率收益率的波动能对即期汇率收益率的波动产生影响，而即期汇率收益率的波动对 1 年期人民币 NDF 汇率收益率的波动不产生影响，存在着单边市。徐兰杰因果检验结果之所以与金融危机前有所不同，可能是因为在金融危机后，为了稳定经济的增长，国家加强了对外汇市场的干预所导致的。 四、GARCH 模型 1.模型 本文选用 Hamao et al（1990）提出的方法来对比分析金融危机前后1 年期人民币 NDF 与即期汇率收益率的报酬溢出效应和波动溢出效应。经过对模型不同阶数拟合情况的比较分析发现，采用 MA（1）-GARCH（1，1）模型来考察两个市场

14、间存在的关联性是最优的。模型设定如下： （1） （2） 其中 Rit 表示 i 市场在 t 时刻的汇率对数收益率，it 为残差序列且其分布服从广义误差分布（GED） ，2it 为均值方程中残差的条件方差。在（1）式中引入 Rj，t-1 是为了分析 j 市场对 i 市场是否存在报酬溢出效应，在（2）式中引入 2j，t-1 是为了分析 j 市场对 i 市场是否存在波动溢出效应。因此，可以用系数 和 分别考察两市场间的报酬溢出效应和波动溢出效应。 2.模型估计结果 在得到 2i，t-1 之前，先令 i=i=0，并假设 it 的条件分布为正态分布，得到对单个市场进行单变量 MA（1）-GARCH（1，

15、1）模型估计，估计结果见表 3。 对于即期汇率收益率（RSPOT） ，金融危机前，在 5%的显著性水平下，i、LB（12）和 LB2（12）都不具有统计意义上的显著性，表明MA（1）反映了即期汇率收益率存在自相关性，而在金融危机后，则不存在自相关性。GARCH（1，1）模型的估计结果表明，无论是金融危机前还是金融危机后，i 和 i 均在 1%的显著性水平下显著地大于 0，且从 P值来看，标准化残差的 LB2（12）在 5%的显著性水平下显著小于 2 分布的临界值，意味着 GARCH 模型很好的反映了人民币即期汇率收益率的集群性。同理可得，在研究样本期间内，1 年期人民币 NDF 收益率（RND

16、F）在 5%的显著性水平下不存在自相关性。GARCH（1，1）模型同样适用于分析 1 年期人民币 NDF 收益率的集群性。 表 3 即期汇率与 1 年期人民币 NDF 收益率 MA（1）-GARCH（1，1）模型的估计结果 i i i i i LB（12） LB2（12） 金融危机前 RSPOT 0.0000 -0.0200 0.0000 0.0874 0.9195 18.08 8.43 P 值 0.0000 0.5710 0.2450 0.0000 0.0000 0.08 0.67 RNDF 0.0002 0.0740 0.0000 0.0401 0.9639 11.36 12.46 P 值

17、 0.0037 0.0305 0.6369 0.0000 0.0000 0.41 0.33 金融危机后 RSPOT 0.0000 0.1396 0.0000 0.1865 0.7368 13.02 0.15 P 值 0.2883 0.0072 0.0000 0.0000 0.0000 0.29 1.00 RNDF -0.0001 0.1000 0.0000 0.0533 0.9239 5.61 7.84 P 值 0.2122 0.0214 0.0000 0.0000 0.0000 0.90 0.73 即期汇率与 1 年期人民币 NDF 收益率的均值和波动溢出效应见表 4。结果表明，金融危机前，

18、当 i=RSPOT，j=RNDF 时，i 在 1%的显著性水平下异于 0，表明从均值来看，1 年期人民币 NDF 市场对即期市场具有报酬溢出效应。而当 i=RNDF，j=RSPOT 时，i 在 5%的显著性水平下与 0无显著性的差异，表明即期市场对 1 年期人民币 NDF 市场没有报酬溢出效应。可见，1 年期人民币 NDF 市场对即期市场具有单向报酬传导。i的估计值在 1%的显著性水平下显著大于 0，表明即期汇率与 1 年期人民币 NDF 收益率具有相互波动溢出效应。 注：*表示在 1%的水平下显著拒绝原假设。 同理可得，金融危机后，当 i=RSPOT，j=RNDF 时，1 年期人民币 NDF

19、市场对即期市场具有报酬溢出效应和波动溢出效应；当 i=RNDF，j=RSPOT时，即期市场对 1 年期人民币 NDF 市场没有报酬溢出效应和波动溢出效应。 五、结论 本文研究结果表明，金融危机前，1 年期人民币 NDF 市场对即期市场具有单向的报酬溢出效应，且两者具有相互波动溢出效应；金融危机后，1 年期人民币 NDF 市场对即期市场仍为单向的报酬溢出效应，但两者不在具有相互波动溢出效应，表现为 1 年期人民币 NDF 市场对即期市场单向的波动溢出效应。这说明金融危机对 NDF 市场的价格发现作用影响不大，却显著影响了即期市场的稳定性。 参考文献： 1Jinwoo Park.Informati

20、on Flows between Non-deliverable Forward（NDF） and Spot Markets： Evidence from Korean CurrencyJ. Pacific-Basin Finance Journal，2001， （09）：363-377. 2Yasushi Hamao，Ronald W.Masulis，Victor Ng.Correlations in Price Changes and Volatility across International Stock MarketsJ.The Review of Financial Studies

21、，1990， （03）：281-307. 3Hung-Gay Fung，Wai k Leung，Jiang Zhu.Nondeliverable Forward Market for Chinese RMB：A first lookJ.China Economic Review，2004， （15）：384-352. 4黄学军，吴冲锋.离岸人民币非远期交割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. 5徐建刚，李治国，张晓蓉.人民币 NDF 与即期汇率的动态关联性研究J.财经研究，2007， （09）：61-68. 6吕旦菲，张兵，冯锦霞.离岸人民币 NDF 与境内即期汇率的关系研究J.山西财经大学学报，2009， （04）：194-197.