人民币即期汇率与NDF汇率的互动关系研究
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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（2001）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2011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（2008.09.16-2011.06.01）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 12972.99
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
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，εit为残差序列且其分布服从广义误差分布（GED），σ2it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σ2j，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β和δ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σ2i，t-1之前，先令βi=δi=0，并假设εit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（1，1）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，φi、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，θi和ωi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χ2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（RNDF）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
αi φi λi θi ωi 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 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，当i=RSPOT，j=RNDF时，βi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，βi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。δi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：
[1]Jinwoo Park.Information Flows between Non-deliverable Forward（NDF） and Spot Markets： Evidence from Korean Currency[J]. Pacific-Basin Finance Journal，2001，（09）：363-377.
[2]Yasushi Hamao，Ronald W.Masulis，Victor Ng.Correlations in Price Changes and Volatility across International Stock Markets[J].The Review of Financial Studies，1990，（03）：281-307.
[3]Hung-Gay Fung，Wai k Leung，Jiang Zhu.Nondeliverable Forward Market for Chinese RMB：A first look[J].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.