朱魯秀

摘要：本文運(yùn)用GARCH模型，研究了清算協(xié)議修訂以來(lái)香港人民幣NDF收益率的波動(dòng)性。研究發(fā)現(xiàn)：（1）香港人民幣NDF收益率的波動(dòng)主要由市場(chǎng)參與主體的群體性行為導(dǎo)致；（2）期限較短的NDF市場(chǎng)中群體性行為弱，期限較長(zhǎng)的NDF市場(chǎng)中的群體性行為強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：人民幣NDF； 離岸人民幣金融中心；波動(dòng)性

一、引言

香港人民幣離岸金融中心是人民幣國(guó)際化的戰(zhàn)略重點(diǎn)?！笆濉币?guī)劃綱要提出，支持香港成為離岸人民幣業(yè)務(wù)中心和國(guó)際資產(chǎn)管理中心，鞏固和提升香港國(guó)際金融中心地位。2009年7月人民幣跨境貿(mào)易結(jié)算試點(diǎn)方案推出后，香港離岸市場(chǎng)快速擴(kuò)張。2010年7月清算協(xié)議的修訂與補(bǔ)充合作備忘錄的簽訂，消除開(kāi)立人民幣企業(yè)賬戶的行業(yè)限制。香港人民幣賬戶開(kāi)立不再限于與貿(mào)易或服務(wù)相關(guān)行業(yè)，券商、保險(xiǎn)、基金公司等金融機(jī)構(gòu)都可以開(kāi)立人民幣賬戶，為金融業(yè)界開(kāi)發(fā)不同種類(lèi)的人民幣產(chǎn)品掃清了障礙。 在2010年11月后，香港離岸人民幣金融中心的各項(xiàng)人民幣業(yè)務(wù)駛?cè)肟燔?chē)道。人民幣跨境結(jié)算的80%都在香港進(jìn)行，香港的人民幣資金池快速擴(kuò)張。2012年6月末，香港的人民幣存款額達(dá)5577.1億元，人民幣貸款余額為5340億元，人民幣債券余額達(dá)1613元，通過(guò)香港進(jìn)行的跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算12131億元。香港人民幣離岸市場(chǎng)的各種產(chǎn)品也日益豐富，陸續(xù)推出以人民幣計(jì)價(jià)的基金、保險(xiǎn)、存款證、期貨、人民幣與港幣同時(shí)計(jì)價(jià)的“雙幣雙股”等金融產(chǎn)品。香港離岸人民幣市場(chǎng)參與主體日趨豐富，參與深度不斷提高。2012年6月末，195家銀行使用香港的人民幣清算系統(tǒng)，海外銀行在香港銀行開(kāi)立了1227個(gè)銀行賬戶。2012年6月末人民幣債券市場(chǎng)的成交量為1600億。

從香港人民幣外匯交易產(chǎn)品來(lái)看，在原有人民幣非交割遠(yuǎn)期（NDF）產(chǎn)品的基礎(chǔ)上，香港推出了人民幣即期交易、遠(yuǎn)期交易、互換、掉期交易等外匯產(chǎn)品。香港人民幣NDF出現(xiàn)在1996年，是香港人民幣離岸市場(chǎng)的重要組成部分。從外匯市場(chǎng)的成交情況看，人民幣NDF是成交量較大的產(chǎn)品， 2011年1月 與2月的人民幣NDF成交量分別為622.40和384.76億美元。從人民幣NDF產(chǎn)品的市場(chǎng)功能來(lái)看，實(shí)務(wù)界把人民幣NDF作為各種人民幣離岸產(chǎn)品風(fēng)險(xiǎn)管理的對(duì)沖工具，同時(shí)也把人民幣NDF報(bào)價(jià)作為人民幣匯率預(yù)期的重要參考。

在香港離岸人民幣金融中心的定位確定后，香港離岸人民幣產(chǎn)品對(duì)風(fēng)險(xiǎn)管理工具的需求日益迫切，由于NDF產(chǎn)品發(fā)展最早，相對(duì)成熟，成為資產(chǎn)組合與風(fēng)險(xiǎn)管理的重要工具，認(rèn)識(shí)其風(fēng)險(xiǎn)特征對(duì)于微觀主體的風(fēng)險(xiǎn)管理具有重要的意義。本文關(guān)注的問(wèn)題是：在香港人民幣離岸市場(chǎng)的興起的進(jìn)程中，人民幣NDF產(chǎn)品的收益率的波動(dòng)性呈現(xiàn)什么特點(diǎn)？這些特點(diǎn)對(duì)于微觀主體的風(fēng)險(xiǎn)管理的意義是什么？ 香港人民幣NDF早就引起學(xué)者的關(guān)注，但主要研究成果是在2002年人民幣升值預(yù)期形成后取得。研究興趣主要集中在香港人民幣NDF與境內(nèi)外匯市場(chǎng)之間的關(guān)系。從外匯交易實(shí)踐看，NDF匯率已逐漸成為實(shí)務(wù)界度量人民幣匯率未來(lái)走勢(shì)的主要指標(biāo)和涉及人民幣匯率的各類(lèi)交易產(chǎn)品定價(jià)的重要參考。這方面的研究主要有黃學(xué)軍和吳沖峰（2006）[1]、嚴(yán)敏和巴曙松（2010）[2]、賀曉博和張笑梅（2012）[3]等，他們的研究結(jié)果表明NDF市場(chǎng)對(duì)香港和境內(nèi)人民幣價(jià)格存在較強(qiáng)的影響，提供了支持人民幣NDF的市場(chǎng)主導(dǎo)地位的證據(jù)。

有少量研究關(guān)注了NDF產(chǎn)品的時(shí)間序列特征。董益彪等（2007）[4]使用ARCH模型族研究亞洲金融危機(jī)以來(lái)的人民幣NDF匯率的波動(dòng)特征。結(jié)論是亞洲金融危機(jī)以來(lái)人民幣預(yù)期匯率存在ARCH效應(yīng)，具有尖峰、厚尾、波動(dòng)群集性和非對(duì)稱(chēng)性等特征。曹紅輝和王?。?008）[5]也建立CNYNDF的高頻日匯率隨機(jī)游走模型，運(yùn)用ARCH族模型檢驗(yàn)該模型的殘差后發(fā)現(xiàn)，其時(shí)間序列具有有“尖峰厚尾性”和集群性特征。

以上文獻(xiàn)形成的時(shí)期較早，香港人民幣離岸市場(chǎng)作為人民幣國(guó)際化戰(zhàn)略布局中的重要戰(zhàn)略地位還沒(méi)有確定，且研究對(duì)于人民幣NDF產(chǎn)品的時(shí)間序列特征關(guān)注不充分。本文使用香港人民幣清算協(xié)議修訂以來(lái)的數(shù)據(jù)，運(yùn)用GARCH模型研究各個(gè)期限的人民幣NDF產(chǎn)品的收益率時(shí)間序列的波動(dòng)特征，為微觀主體的風(fēng)險(xiǎn)管理決策層提供參考。

二、人民幣NDF收益率時(shí)間序列的GARCH模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)與模型選擇說(shuō)明

以各個(gè)期限人民幣NDF報(bào)價(jià)作為樣本，樣本期間覆蓋2010年7月19日到2013年1月31日，每個(gè)序列共有649個(gè)樣本點(diǎn)。數(shù)據(jù)來(lái)源于香港資財(cái)市場(chǎng)公會(huì)網(wǎng)站。對(duì)NDF時(shí)間序列取對(duì)數(shù)后差分得到其收益率序列，各期限的收益率序列分別用RiM表示，i是NDF報(bào)價(jià)的期限。人民幣NDF報(bào)價(jià)采用直接標(biāo)價(jià)法，得到美元收益率序列。如果該收益率大于0，說(shuō)明美元升值，相應(yīng)地人民幣貶值。如果收益率小于0，說(shuō)明美元貶值，相應(yīng)地人民幣升值。

時(shí)間序列通常具有波動(dòng)集群效應(yīng)GARCH，方差會(huì)隨著時(shí)間的變化而變化，使用GARCH模型可以得到更加有效的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。從風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖工具的角度來(lái)看，準(zhǔn)確地衡量各期限NDF報(bào)價(jià)的方差的時(shí)變特征，可以使得對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的定價(jià)更為合理；從NDF作為人民幣匯率預(yù)期的角度來(lái)分析， GARCH模型中的均值方程與方差方程的分析，可以觀察NDF產(chǎn)品報(bào)價(jià)是否具有穩(wěn)定性特征。

時(shí)間序列是否存在波動(dòng)集群現(xiàn)象和是否具有平穩(wěn)性是適用模型建模的兩個(gè)基本依據(jù)。波動(dòng)集群現(xiàn)象可以通過(guò)模型輸出結(jié)果得到事后的驗(yàn)證。使用ADF檢驗(yàn)方法分別對(duì)6個(gè)不同期限的收益率時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果由表1給出。6個(gè)不同期限的收益率時(shí)間序列都在1%的顯著性水平上拒絕單位根假設(shè)，可以使用GARCH模型對(duì)各個(gè)階段的收益率序列進(jìn)行建模并進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

（二）模型設(shè)定

（三）模型設(shè)定的檢驗(yàn)

為保證模型設(shè)定的正確性，在參數(shù)估計(jì)完成后，用標(biāo)準(zhǔn)殘差的相關(guān)圖檢驗(yàn)均值方程的設(shè)定。如果均值方程是被正確設(shè)定的，那么所有的Q—統(tǒng)計(jì)量都不顯著。用殘差檢驗(yàn)/殘差平方相關(guān)圖檢驗(yàn)方差方程的設(shè)定。如果方差方程是被正確指定的，那么所有的Q—統(tǒng)計(jì)量都不顯著。

三、參數(shù)估計(jì)及結(jié)果分析

（一）參數(shù)估計(jì)

使用EVIEWS5.0，作為數(shù)據(jù)處理的工具軟件，對(duì)6個(gè)期限的收益率時(shí)間序列進(jìn)行GARCH模型的參數(shù)估計(jì)，表2報(bào)告了模型估計(jì)的結(jié)果。表2同時(shí)提供了各個(gè)階段收益率序列GARCH模型估計(jì)的統(tǒng)計(jì)量，包括對(duì)數(shù)似然值、AIC與SC、D-W統(tǒng)計(jì)量。從表2報(bào)告的結(jié)果來(lái)看，R2M、R3M、R6M、R9M、R12M序列的GARCH模型參數(shù)估計(jì)都滿足（3）式所施加的約束。這5個(gè)期限的收益率序列的參數(shù)估計(jì)都通過(guò)均值設(shè)定與方差設(shè)定檢驗(yàn)，由于篇幅所限，不再列出檢驗(yàn)的結(jié)果。

表2顯示看，R1M參數(shù)估計(jì)結(jié)果不滿足模型（3）式的約束，且對(duì)數(shù)似然值比較小，D-W值為2.76，說(shuō)明R1M不具有平穩(wěn)性，在樣本期間發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。設(shè)R1M為AR（1）過(guò)程，使用Chow Breakpoint檢驗(yàn)方法進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變的檢驗(yàn)，以日期2010年11月11日為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

在發(fā)生突變前，R1M只有84個(gè)樣本點(diǎn)，在突變后有565個(gè)樣本點(diǎn)。由于突變前樣本點(diǎn)過(guò)小，只針對(duì)突變后的R1M序列進(jìn)行GARCH模型參數(shù)估計(jì)。得到新的R1M的GARCH模型估計(jì)結(jié)果，參數(shù)估計(jì)通過(guò)均值設(shè)定與方差設(shè)定的正確性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果在表3中列出，變量名為“R1MCB”。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

1、均值方程分析 R1MCB、R2M、R3M、R6M、R9M的解謎變量都是滯后2期的收益率，R12M的解謎變量是滯后8期的收益率。R6M與R12M的解謎變量的系數(shù)為正，分別為0.08和0.13；R1MCB、R2M、R3m、R9M的解釋變量的系數(shù)為負(fù)，R1MCB的系數(shù)為-0.12，R2M、R3M、R9M的解釋變量的系數(shù)分別為-0.09、-0.09、-0.07。這些數(shù)據(jù)表明，在NDF的收益率均值預(yù)測(cè)中滯后期收益率的方向雖然不同，信息含量較低，對(duì)收益率均值預(yù)測(cè)的貢獻(xiàn)較小。滯后的期數(shù)說(shuō)明了R12M的穩(wěn)定性最強(qiáng)，由滯后8期的收益率來(lái)解釋均值方程。其他期限NDF報(bào)價(jià)收益率序列的穩(wěn)定性較弱，都由滯后2期的收益率來(lái)解釋均值方程。

2、方差方程分析 表2顯示，R1MCB、R2M、R3M的方差結(jié)構(gòu)相同，都是GARCH（1，1）結(jié)構(gòu)，R6M的方差方程是GARCH（1，2）結(jié)構(gòu)；R9m、R12M的方差方程是GARCH（2，1）結(jié)構(gòu)。模型方差解釋變量各項(xiàng)系數(shù)均顯著不為零，說(shuō)明條件異方差性明顯。

根據(jù)表2給出的參數(shù)估計(jì)結(jié)果與公式（3）可以計(jì)算得到ARCH與GARCH項(xiàng)的系數(shù)之和。R1MCB的ARCH與GARCH項(xiàng)的系數(shù)之和為0.85；R2M 、R3M的ARCH與GARCH項(xiàng)的系數(shù)之和分別是0.971與0.979； R6M 、R9M、 R12M的ARCH與GARCH項(xiàng)的系數(shù)之和分別為0.997、 0.994 與0.992。這些數(shù)據(jù)說(shuō)明：NDF產(chǎn)品的期限越長(zhǎng)，系數(shù)之和越大，且接近于1，說(shuō)明隨著期限的變長(zhǎng)，沖擊對(duì)具有較長(zhǎng)期限的NDF收益率的影響加大，持續(xù)性變強(qiáng)。

ARCH現(xiàn)象的經(jīng)濟(jì)含義反映了外部沖擊持續(xù)性。持續(xù)性意味著市場(chǎng)中一旦出現(xiàn)人民幣升值或貶值預(yù)期，這一趨勢(shì)將持續(xù)相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)間。從表2反映的各個(gè)期限NDF報(bào)價(jià)收益率序列的ARCH項(xiàng)系數(shù)或系數(shù)之和都較小，R1MCB、 R2M、R3M、R6M、 R9M與R12M的項(xiàng)系數(shù)或系數(shù)之和分別為0.276、0.155、0.162、0.325、0.058、0.063，表明對(duì)NDF收益率序列的一個(gè)外部沖擊的持續(xù)較弱，尤其是對(duì)9月與12個(gè)月NDF報(bào)價(jià)收益率的基本上沒(méi)有持續(xù)性。

對(duì)比GARCH與ARCH項(xiàng)的系數(shù)，可以看出：雖然沖擊對(duì)各個(gè)期限收益率序列的影響具有持續(xù)性，但這種持續(xù)性主要是由市場(chǎng)參與主體的群體性行為引起。

四、主要研究結(jié)論

本文運(yùn)用GARCH模型，研究了清算協(xié)議修訂以來(lái)香港人民幣NDF產(chǎn)品的時(shí)間序列特征。得出的主要結(jié)論有：

（1）滯后期的收益率對(duì)收益率均值預(yù)測(cè)的貢獻(xiàn)較小。

（2）香港人民幣NDF收益率的波動(dòng)主要由市場(chǎng)參與主體的群體性行為導(dǎo)致，外部沖擊對(duì)波動(dòng)的影響不具有持續(xù)性。

（3）從各個(gè)期限的NDF收益率波動(dòng)的群體性行為來(lái)看，期限較短的NDF市場(chǎng)中群體性行為相對(duì)較弱，而期限較長(zhǎng)的9個(gè)月與12個(gè)月的NDF市場(chǎng)的群體性行為最強(qiáng)。這一發(fā)現(xiàn)的可能解釋不同期限NDF市場(chǎng)中參與者的交易目的不同。期限較短的市場(chǎng)參考者主要以風(fēng)險(xiǎn)管理為目的；而期限較長(zhǎng)的NDF市場(chǎng)的參與者主要是以投機(jī)為目的，一旦某種預(yù)期出現(xiàn)，很容易形成單邊預(yù)期。

參考文獻(xiàn)：

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