人民币离岸市场与境内市场之间收益率及波动的溢出效应研究，本文主要内容关键词为：市场论文,收益率论文,境内论文,效应论文,人民币论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
伴随着我国对外贸易的快速发展和总体经济实力的提升，人民币国际化日益成为学界和业界关注的重要议题。2010年6月19日，人民币汇率形成机制改革重启，人民币国际化的进程加快。人民币国际化战略的一个重要组成部分，就是人民币离岸市场的建立①。2010年7月19日，中国人民银行与香港金管局就扩大人民币贸易结算安排签订了补充合作备忘录。8月16日，中国人民银行发布公告，允许符合条件的境外金融机构以人民币投资中国银行间债券市场，标志着香港离岸(可交割)人民币外汇市场(即CNH市场)形成。 经过3年多的时间，CNH市场得到了快速发展。香港离岸人民币业务在跨境贸易支付、存款，以及债券发行量和金融产品开发等方面都增长迅速，成为最主要的离岸人民币贸易结算、融资和资金管理中心。根据香港金管局发布的金融数据月报，截止2013年12月，已约有146家香港机构以定活期存款形式持有8604.72亿离岸人民币，相当于1418.516亿美元；CNH离岸人民币的即期、掉期、远期期货和期权市场的流动性已显著提升，场外交易离岸人民币的平均交易量约300亿美元左右。 在此背景下，深入研究CNH市场与境内人民币外汇市场(即CNY市场)②之间的相互关系，考察两个市场之间是否存在收益率溢出和波动溢出效应，有助于我们准确把握人民币离岸市场与境内市场之间的价格引导关系和风险传染效应，从而进行合理的资产配置和风险管理，同时，也有助于我们增强配套的金融监管举措、维护金融稳定，更好地推进人民币汇率改革和人民币国际化。 一、相关研究文献述评 由于早期的人民币离岸市场是指人民币NDF市场，关于人民币离岸市场与境内市场的关系的研究文献，大多是探讨NDF市场与CNY市场之间的关系。人民币CNH市场形成后，开始有少数学者引入CNH市场以探讨人民币离岸市场与境内市场之间的相互关系。其中，大多数是基于均值分析，仅仅考察人民币离岸市场与境内市场之间的价格引导关系，如伍戈、裴诚(2012)运用ARGARCH模型、VAR模型、格兰杰因果检验及脉冲响应函数，分析了CNY市场、CNH市场和NDF市场之间的联动关系；贺晓博、张笑梅(2012)运用VAR模型、协整检验、格兰杰因果检验及脉冲响应函数，考察了CNH即期与CNY即期市场，以及CNH远期、CNY远期与NDF市场之间的价格引导关系；宋芳秀、张自瑾(2013)运用格兰杰因果检验，分析了CNY市场、CNH市场、NDF市场之间的价格引导关系；赵胜民、谢晓闻、方意(2013)采用有向无环图方法及递归预测方差分解技术，研究了CNY即期和远期市场、CNH即期和远期市场、NDF市场汇率相互之间的影响。极少数研究考虑了方差的影响，探讨人民币离岸市场与境内市场之间的波动传导关系，如Maziad & Kang(2012)采用二元GARCH-BEKK模型，研究了CNY即期和远期市场、CNH即期和远期市场相互之间的波动溢出效应；吴志明、陈星(2013)运用MGARCH-BEKK模型，考察了CNY即期和远期市场、CNH市场、NDF市场之间的波动溢出效应；修晶、周颖(2013)运用DCC-MVGARCH模型考察了CNY市场、CNH市场与NDF市场之间汇率波动的动态相关性。 以上研究所得出的实证结论并不一致，这与所选取的实证方法有关，也与所选取的样本区间有关。总体来看，由于CNH市场形成时间较晚，可获取的样本数据有限，既有研究所选取的样本区间偏短，也未能反映出近年的变化情况。此外，既有研究往往将市场之间的价格引导关系和波动传导关系分割开来分析，或仅仅关注价格引导关系。鲜有文献利用同一实证模型，同时探讨市场之间的价格引导关系和波动传导关系。 鉴于此，本文以CNH即期市场代表人民币离岸市场，CNY即期市场代表人民币境内市场，实证研究了两个市场之间的相互关系，并试图从以下几个方面完善现有研究：其一，考虑到CNH市场与CNY市场之间的相互关系不仅体现为价格的引导关系，即收益率溢出效应，还体现为波动的传导关系，即波动溢出效应。本文构建二元VAR-BEKK-MVGARCH模型，在同一模型中同时分析两个市场之间的收益率及波动的溢出效应。其二，考虑到实证分析对数据的要求，同时为反映CNH市场与CNY市场近年的变化情况，本文选择的样本区间为2010年8月23日—2013年12月31日，样本期较长，数据更新到近期。其三，考虑到CNY市场汇率包括即期汇率和人民币汇率中间价，本文分别以人民币汇率收盘价和中间价计算CNY市场收益率，由此得出的实证结论能揭示更多的经济含义。 二、数据和变量预分析 (一)数据说明 人民币离岸市场(CNH市场)选择人民币对美元即期汇率每日收盘价，标记为CNH，人民币境内市场(CNY市场)选择人民币对美元汇率每日收盘价，标记为CNY1，原始数据均来源于Bloomberg数据终端。此外，考虑到政策因素的影响，人民币境内市场还选择了银行间外汇市场人民币对美元汇率的每日中间价③，标记为CNY2，原始数据来自国家外汇管理局官方网站。样本区间为2010年8月23日—2013年12月31日，删去两个市场交易日期不重合的数据，得到两个市场均可获得的完整数据，共810组观察值。CNH市场、CNY市场人民币汇率行情如下图1所示。
图1 CNH市场人民币汇率收盘价、CNY市场人民币汇率收盘价与中间价 CNH市场和CNY市场人民币汇率收盘价的总体走势十分相近，仅在两个时期出现较大程度的背离。第一次出现在2010年9月—11月，CNH市场汇率低于CNY市场，即CNH市场的人民币相对于境内市场升值。这可能是由于CNH市场形成初期，境外投资者对人民币存在升值预期，从而对CNH市场的人民币需求比较旺盛，而当时CNH市场的人民币供给又不够充足，导致CNH市场人民币供不应求，人民币估值高于境内市场。第二次出现在2011年9月—11月，CNH市场汇率高于CNY市场，即CNH市场的人民币相对于境内市场贬值。这可能是由于当时国际金融市场欧债风险加剧，一些跨国基金纷纷收回新兴市场的投资，CNH市场的人民币需求下降，导致CNH市场人民币估值低于境内市场。 CNY市场人民币汇率收盘价与中间价的走势在2011年9月以前十分趋近，在此之后，两者之间的汇差增大。这与货币当局的政策也有一定关系，当局扩大了人民币即期汇率的日间波幅，允许人民币汇率呈现更大幅度的双向波动，来进一步推进人民币汇率制度改革。2011年9月—2012年8月，CNY市场人民币汇率收盘价总体高于人民币汇率中间价。这一阶段CNH市场人民币汇率收盘价也高于CNY市场人民币汇率中间价，反映外部市场对人民币汇率的估值低于境内市场。其可能的原因是：欧债危机背景下，美国政府重新启动强势美元政策，吸引国际资本流入，导致美元对新兴国家货币全面升值；而同期中国经济增长速度放缓，外贸形势严峻，外部市场对人民币单边升值的预期被打破，开始呈现贬值预期。2012年9月—2013年12月，CNY市场人民币汇率收盘价总体低于人民币汇率中间价。这一阶段CNH市场人民币汇率收盘价也低于CNY市场人民币汇率中间价，反映外部市场对人民币汇率估值高于境内市场。其可能的原因是美国新一轮量化宽松政策出台后，市场普遍看空美元，与此同时，中国经济筑底企稳，使得人民币升值预期再现。 (二)变量预分析 进行实证分析之前，需要判别变量序列的平稳性。对CNH市场和CNY市场的人民币汇率序列进行对数化转换，得到序列lnCNH、lnCNY1、lnCNY2。分别对这三个序列进行ADF和PP单位根检验，结果详见表1。
ADF和PP单位根检验结果表明，CNH市场和CNY市场的人民币汇率序列均为一阶单整序列I(1)，其一阶差分序列为平稳变量。故选取一阶差分序列，也即是人民币收益率序列，来进行进一步的实证分析。
RCNH为CNH市场人民币收益率，RCNY1、RCNY2分别是以人民币汇率收盘价和中间价计算的CNY市场人民币收益率。人民币收益率序列的图形如下图2，三个收益率序列均表现出显著的波动集聚特征，且CNH市场的波动性高于CNY市场。
CNH市场和CNY市场的人民币收益率序列的图形如下图2。从图中也可以看出，两个市场的收益率序列均表现出显著的波动集聚特征，且CNH市场的波动性高于CNY市场。
图2 CNH市场、CNY市场的人民币收益率 三个收益率序列的描述性统计分析见下表2。两个市场的收益率均为负值；CNH市场收益率的标准差高于CNY市场两个收益率的标准差，表明CNH市场波动性高于CNY市场；CNY市场以收盘价计算的收益率的标准差高于以中间价计算的收益率的标准差，表明CNY市场人民币汇率收盘价的波动性高于人民币汇率中间价；两个市场的收益率均为负偏，峰度均大于3，表明两个市场的收益率序列均满足尖峰厚尾特征；JB统计量显著，表明两个市场的收益率序列均为非正态分布。分别对两个市场的收益率序列进行回归，检验其残差是否存在异方差，ARCH检验结果表明，两个市场的收益率序列均存在显著的异方差。 (三)成对Granger因果关系检验 为初步判定CNH市场与CNY市场之间的收益率溢出效应，本文首先对两个市场的人民币收益率序列进行成对Granger因果关系检验，检验结果如表3。检验结果显示：当滞后阶数为5时，RCNH与RCNY1之间存在显著的双向Granger因果关系；当滞后阶数为1时，RCNH与RCNY2之间也存在显著的双向Granger因果关系。这说明CNH市场与CNY市场之间存在显著的双向收益率溢出效应，CNY市场人民币收益率变化十分显著地影响CNH市场人民币收益率，CNH市场人民币收益率变化也能引起CNY市场人民币收益率变化。
三、实证模型、步骤与结果 (一)实证模型 针对金融时间序列大多表现出波动集聚和持久记忆特征，一般采用自回归条件异方差模型(ARCH)和广义自回归条件异方差模型(GARCH)进行分析。Bollerslev(1988)从单变量GARCH模型拓展出多元GARCH(MVGARCH)模型，利用残差向量的方差—协方差矩阵所包含的信息，形成条件矩相互影响参数的估计值，从而能反映多个市场之间的波动溢出效应。Engle and Kroner(1995)提出的BEKK模型，允许条件方差和协方差相互影响，同时又不需要估计太多参数，并且保证了最优化过程中条件方差—协方差矩阵的正定条件，在实际中使用较为广泛。 鉴于此，本文采用BEKK-MVGARCH模型考察人民币离岸市场与境内市场之间的波动溢出效应。为同时考察人民币离岸市场与境内市场之间的收益率溢出效应，本文构建了二元VAR-BEKK-MVGARCH模型。条件均值方程的结构如下：
RCNH为CNH市场人民币收益率，RCNY为CNY市场人民币收益率。CNY市场分别选取了两个序列：以收盘价计算得到的人民币收益率序列RCNY1，以中间价计算得到的人民币收益率序列RCNY2。
为2×1的残差向量，表示市场在t时刻受到新息(innovation)的冲击，并具有相应的条件方差—协方差矩阵
是t-1时刻的信息集。 相应的条件方差—协方差的BEKK模型为：
其中，
为2×2的正定矩阵，
为2×1的白噪声过程，其均值为0，条件方差为2阶单位矩阵
；C为2×2的上三角形矩阵；A和B均为2×2的矩阵；C′、A′、B′分别为矩阵C、A、B的转置矩阵。上述公式表示如下：
假定条件残差向量
服从二元正态分布，设样本总量为T，待估参数向量为θ，则二元VAR-BEKK-MVGARCH模型的对数似然函数为：
为保证模型的合理性，本文还对VAR-BEKK-MVGARCH模型中的标准化残差序列
进行自相关检验，检验统计量Ljung-BoxQ的计算公式为
是残差序列的j阶自相关系数，T为样本容量，p为设定的滞后阶数。若Ljung-BoxQ统计量不显著，则说明标准化残差不存在自相关，进而说明所建立的模型是合理的。 (二)收益率溢出和波动溢出效应的检验方法 要判定CNH市场与CNY市场之间的收益率溢出效应，可检验方程(4)中的系数
和
是否为零。如
的估计值显著不为零，表明存在CNY市场到CNH市场的收益率溢出；如
的估计值显著不为零，表明存在CNH市场到CNY市场的收益率溢出。 要判定CNH市场与CNY市场之间的波动溢出效应相对复杂。从方程(7)和(9)可以看出，如果两个市场之间不存在波动溢出效应，一个市场的波动只受本市场前期方差和绝对残差的影响。因此，通过检验条件方差-协方差方程中相应项的系数是否为零，即可判定两个市场之间是否存在波动溢出。但由于这些项之前的系数均为非线性形式，对非线性约束进行检验比较困难。为此，一方面，可通过检验系数
是否为零，粗略地判别两个市场之间是否存在波动溢出，如
及/或
的估计值显著不为零，表明存在CNH市场到CNY市场的波动溢出，如
及/或
的估计值显著不为零，表明存在CNY市场到CNH市场的波动溢出。另一方面，可借鉴一些文献中的处理办法，针对系数
进行如下联合假设检验，具体检验方法采用Wald检验。 假设检验1：
(CNH、CNY市场之间不存在波动溢出)
(三)实证结果 本文对二元VAR-BEKK-MVGARCH模型的估计和检验采用Rats7.0编程实现。实证结果如下表4所示。 第一栏为均值方程的系数估计值，
表示CNY市场到CNH市场的收益率溢出，
表示CNH市场到CNY市场的收益率溢出。第二栏为方差—协方差方程的BEKK模型的相关系数估计值，
分别表示CNH市场和CNY市场的人民币收益率序列的ARCH效应(即时变方差特征)和GARCH效应(即波动的持久性特征)；
表示CNH市场与CNY市场之间的波动溢出效应，
分别表示CNH市场波动的集聚性和持久性对CNY市场波动的影响，
分别表示CNY市场波动的集聚性和持久性对CNH市场波动的影响。第三栏为标准化残差序列
的自相关检验，根据Ljung-BoxQ检验统计量是否显著来判定所构建的模型是否合适。第四栏为波动溢出效应假设检验，根据Wald检验统计量是否显著来判断两个市场之间波动溢出效应及溢出的具体方向。 1.CNH市场与CNY市场(以人民币汇率收盘价计算)收益率和波动溢出效应 标准化残差序列的自相关检验结果显示，滞后阶数为20时，两个标准化残差序列的Ljung-BoxQ统计量均不显著，即不存在自相关，表明所建立的模型是合适的。 均值方程中，系数
和
的估计值均在1%的显著性水平上不为零，表明CNH市场与CNY市场之间存在显著的双向收益率溢出效应。从系数估计值的大小来看，
远远大于
，表明CNY市场对CNH市场的收益率溢出效应更大。 方差—协方差方程中，系数
的估计值均在1%显著性水平上不为零，表明CNH和CNY市场波动均存在波动集聚性和持久性；
在1%显著性水平上不为零，表明存在CNH市场到CNY市场的波动溢出，CNH市场波动的集聚性和持久性均对CNY市场波动产生影响；
不显著，
在1%显著性水平上不为零，表明存在CNY市场到CNH市场的波动溢出，CNY市场波动的持久性对CNH市场的波动产生影响。 从波动溢出效应的假设检验结果看，三个Wald检验统计量的值均在1%的显著性水平上拒绝原假设，表明CNH市场与CNY市场之间存在显著的双向波动溢出效应。 2.CNH市场与CNY市场(以人民币汇率中间价计算)收益率和波动溢出效应 标准化残差序列的自相关检验结果显示，滞后阶数为20时，两个标准化残差序列的Ljung-BoxQ统计量不显著，即不存在自相关，表明所建立的模型是合适的。 均值方程中，系数
的估计值很小，且不显著，表明不存在CNY市场到CNH市场的收益率溢出效应；系数
的估计值也较小，但在1%的显著性水平上不为零，表明存在微弱的CNH市场到CNY市场的收益率溢出效应。 方差—协方差方程中，系数
的估计值显著不为零，表明CNH市场和CNY市场均存在波动集聚性和持久性；
很小，且不显著，表明不存在CNH市场到CNY市场的波动溢出效应；
不显著，
在5%的显著性水平上不为零，表明存在CNY市场到CNH市场的波动溢出效应，CNY市场波动的集聚性对CNH市场的波动产生影响。 从波动溢出效应的假设检验结果看，Wald检验统计量在5%的显著性水平上拒绝两个市场之间不存在波动溢出的原假设，在1%的显著性水平上拒绝不存在CNY市场到CNH市场的波动溢出的原假设，接受了不存在CNH市场到CNY市场的波动溢出的原假设。这也表明CNY市场对CNH市场存在单向波动溢出效应。 四、结论和简评 本文基于CNH市场与CNY市场的日数据，从收益率溢出和波动溢出角度，实证研究了人民币离岸市场与境内市场之间的关系，得到的研究结论如下： 当选择人民币汇率收盘价计算境内人民币外汇市场收益率时，人民币离岸市场与境内市场之间存在显著的双向收益率溢出效应，且境内市场对离岸市场的溢出效应更大；两个市场之间也存在显著的双向波动溢出效应。 当选择人民币汇率中间价计算境内人民币外汇市场收益率时，人民币离岸市场与境内市场之间仅存在单向收益率溢出和波动溢出效应，离岸市场对境内市场存在微弱的单向收益率溢出效应，境内市场对离岸市场存在单向波动溢出效应。 人民币汇率中间价仍在一定程度上受政府货币当局干预，体现了当局的政策导向。人民币即期汇率则参考当日央行公布的人民币汇率中间价，并由市场供求决定。以上研究结论表明：人民币离岸市场建设和人民币汇率市场化改革取得了一定成效，人民币离岸市场与境内市场之间的信息流动日趋明显，两个市场之间存在相互的价格联动关系和波动传染效应。但总体而言，人民币境内市场仍然具有信息优势，掌握着人民币汇率的定价权，人民币离岸市场对人民币汇率中间价的影响很小，此外，人民币汇率中间价的波动也会对人民币离岸市场产生影响。 鉴于此，一方面要继续加强人民币离岸市场建设，并以此推动境内人民币汇率市场化改革和人民币国际化；另一方面，要严密监控外部市场可能带来的波动冲击，完善相应的风险防范和应对举措。 ①离岸金融市场是指主要为非居民提供境外货币借贷或投资、贸易结算等金融业务和服务的一种国际金融市场，其特点是市场交易主体为非居民，市场交易行为不受所在国境内市场法规和税制约束。早期的人民币离岸市场指的是人民币无本金交割远期外汇市场(即NDF市场)，1996年6月在新加坡开始交易，目前，新加坡和香港的人民币NDF市场是亚洲最主要的离岸人民币远期市场。本文中的人民币离岸市场，如无特别说明，特指离岸人民币可交割市场。 ②境内人民币外汇市场(即CNY市场)，形成于1994年汇率并轨之后。目前，CNY市场已拥有人民即期、远期、期权等产品，成为人民币在岸市场定价中心。 ③自2006年1月4日起，人民银行授权中国外汇交易中心于每个工作日上午9时15分对外公布当日人民币对美元汇率中间价，作为当日银行间即期外汇市场(含OTC方式和撮合方式)以及银行柜台交易汇率的中间价，人民币对美元汇率中间价的形成引入询价模式：中国外汇交易中心于每日银行间外汇市场开盘前向所有银行间外汇市场做市商询价，并将全部做市商报价作为人民币对美元汇率中间价的计算样本，去掉最高和最低报价后，将剩余做市商报价加权平均，得到当日人民币对美元汇率中间价。
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