楊嬌輝， 王　曦， 王凱立

人民幣境內(nèi)外遠期外匯市場有效性之動態(tài)比較分析*

楊嬌輝， 王曦， 王凱立

摘要：立足于人民幣同時存在境內(nèi)外兩個相互分割的遠期外匯市場的現(xiàn)實背景，在Clarida和Taylor(1997)的模型框架下，使用2005年至2012年的日度數(shù)據(jù)，分別在境內(nèi)外兩個市場構(gòu)造了包括1個月、3個月、6個月和12個月四個期限的遠期匯率期限結(jié)構(gòu)模型；通過選取均方誤差(MSE)、均方百分比誤差(MSPE)和高斯準極大似然損失函數(shù)誤差(QLIKE)三個預(yù)測精度指標來比較兩個模型的樣本外預(yù)測效果，進而衡量兩個市場的相對有效性情況。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在危機初期，DF市場相對NDF市場更有效；而在一般時期，后者比前者更有效。這對于認識兩個市場的不同功能和人民幣匯改有所啟示。

關(guān)鍵詞：人民幣外匯市場; 遠期匯率; 市場分割； 期限結(jié)構(gòu)； 預(yù)測比較

一、前言

隨著我國對外開放程度的不斷提高，國際貿(mào)易往來日益頻繁，大量資本跨境流動；尤其是近年來人民幣市場化進程快速推進，居民、企業(yè)和銀行面臨的匯率風險不斷增加，套期保值規(guī)避風險的要求也愈發(fā)強烈。自我國1997年4月開展人民幣遠期交易以來，市場迅速發(fā)展。2011年，人民幣遠期外匯交易大幅增長：遠期結(jié)售匯累計簽約3871億美元，結(jié)匯和售匯分別為1913億和1958億美元，較2010年分別增長37%、16%和67%*見國家外匯管理局《2011年中國國際收支報告》,http://www.safe.gove.cn。遠期外匯市場的作用日益彰顯，由此可見一斑。遠期外匯市場的兩個基本功能是套期保值和價格發(fā)現(xiàn)，這兩個功能的發(fā)揮則取決于遠期外匯市場的有效程度(Beechey et al., 2000)：如果市場是有效的，則套期保值就會取得更好的績效；同時遠期匯率將能夠反映當前市場對未來即期匯率變動的信息，或者說遠期匯率具有較強的價格發(fā)現(xiàn)能力。因此，市場有效性研究不單可以幫助我們判斷市場的基本功能狀況，更可以為完善匯率定價機制，以及指導政府干預(yù)外匯市場提供依據(jù)(Neely，2002；Serban，2010)。

目前，在國內(nèi)嚴格的外匯管制和制度分割的背景下，人民幣遠期交易形成了境內(nèi)交割遠期市場(Deliverable Forward Market，后文簡稱DF市場)和境外無本金交割遠期市場(Non-Deliverable Forward Market，后文簡稱NDF市場)*在NDF市場，高達60%到80%的交易都是出于投機的目的(Lipscomb, 2005)。同時并存的特殊結(jié)構(gòu)。前者主要針對有真實貿(mào)易背景，以規(guī)避匯率風險為主要目的的境內(nèi)企業(yè)，必須遵循國家外匯管理局規(guī)定的“實需原則”并且經(jīng)過核準；而后者的產(chǎn)生主要是滿足國際投資者的投機需求*薩羅(Sarno，2005)對此也有所綜述。。那么，在市場參與者存在明顯差異的現(xiàn)實背景下，DF市場和NDF市場在有效性方面是否也存在差異？ 針對境內(nèi)外兩個市場的相對有效性情況,對于諸如人民幣等新興市場經(jīng)濟體的外匯市場改革更具有現(xiàn)實價值與啟示意義。本研究參考預(yù)測比較檢驗的方法，通過考察兩個市場對應(yīng)的遠期匯率模型對未來即期匯率的樣本外預(yù)測表現(xiàn)，進而比較兩個市場的相對有效性情況。具體地，我們在克拉瑞達和泰勒(Clarida & Taylor，1997)的模型框架下，分別在境內(nèi)外兩個市場構(gòu)造了包括1個月、3個月、6個月和12個月四個期限的遠期匯率期限結(jié)構(gòu)模型，通過選取均方誤差(Mean Squared Error, MSE)、均方百分比誤差(Mean Squared Percentage Error, MSPE)和高斯準極大似然損失函數(shù)誤差(QLIKE)三個預(yù)測精度指標來比較兩個模型的樣本外預(yù)測效果。實證結(jié)果表明，從整個預(yù)測區(qū)間而言，在危機初期，DF市場相對NDF市場更為有效，而在一般時期，后者比前者更為有效。這對于我們認識兩個市場的不同功能、人民幣匯改和央行的市場干預(yù)行為，將有所啟示。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是關(guān)于有效性的文獻綜述；第三部分介紹匯率模型選擇與預(yù)測精度比較指標選擇；第四部分為實證步驟與結(jié)果分析；最后為本文的總結(jié)與討論。

二、文獻綜述

從上個世紀七八十年代開始到現(xiàn)在，國外已有大量關(guān)于遠期外匯市場有效性檢驗的文獻。根據(jù)有無風險溢價的假定，可分為風險中性有效市場檢驗和風險調(diào)整有效市場檢驗。從檢驗方法來看，主要包括以下兩類*腳注。

(一)回歸方程(系數(shù))檢驗

基于未來即期匯率(的實現(xiàn)值)對當前遠期匯率的回歸方程，通過檢驗相關(guān)系數(shù)或殘差以判斷標的市場是否有效。其中，比較傳統(tǒng)的方法包括單方程的水平回歸和差分回歸檢驗。此外，在回歸方程的基礎(chǔ)上，一些文獻進一步通過殘差的自相關(guān)檢驗來考察外匯市場的有效性。

1.水平回歸檢驗

檢驗形式如下：

st+1=α+βft+εt+1

(1)

其中st+1和ft分別表示未來一期的即期匯率和當期遠期匯率。如果市場是有效的，遠期匯率是未來即期匯率的無偏預(yù)測，則上述回歸方程滿足條件：α=0；β=1。許多文獻(Edwards，1982；Chiang，1988)采用這種形式對遠期外匯市場有效假說進行了檢驗，結(jié)論基本上支持了市場有效性假說。

2.差分回歸檢驗

上述水平回歸檢驗存在重要的缺陷：等式兩邊的即期匯率和遠期匯率都是存在單位根的非平穩(wěn)序列，因此上述檢驗形式會產(chǎn)生偽回歸的問題。為了避免偽回歸問題，后續(xù)的許多文獻開始轉(zhuǎn)而采用下面的差分檢驗形式(Bilson，1981; Fama, 1984； Froot & Frenkel，1989)：

(2)

與式(1)相比，上述檢驗方程的兩邊皆為平穩(wěn)序列，當β=1時，通過水平移項，式(2)完全轉(zhuǎn)化為式(1)的形式。同樣，當α=0,β=1時，市場有效性假說成立。盡管差分回歸的檢驗形式避免了偽回歸的問題，但是實證結(jié)果絕大多數(shù)拒絕了市場有效的原假設(shè)。

3.殘差的自相關(guān)檢驗

當α=0,β=1時，根據(jù)回歸方程式(2)的變形有：

εt+1=st+1-ft

(3)

如果簡單市場有效性假說成立，那么εt+1是一個零均值，無自相關(guān)的隨機過程。基于此，格維克和非格(Geweke & Feige，1979)提出殘差無自相關(guān)的假設(shè)檢驗。之后，基于相同的思路，在進行假設(shè)檢驗時，漢森和哈爵克(Hansen & Hodrick,1980)、謝(Hsieh，1984)先后采用矩估計和異方差一致協(xié)方差估計(因為市場有效并不一定意味著誤差項是同方差的)進一步提高了檢驗功效。當然，如果使用長期漸進有效假說，我們需要檢驗的原假設(shè)就是εt+1是一個平穩(wěn)序列。

(二)預(yù)測比較檢驗

為了檢驗遠期匯率的預(yù)測表現(xiàn)進而考察市場的有效性程度，多種不同的預(yù)測模型或方法相繼被提出來與遠期匯率的預(yù)測做比較。如即期匯率的預(yù)測模型(Longworth, 1981); 利率預(yù)測模型(Levich，1978)；單時間序列預(yù)測與復合預(yù)測(Bilson & Levich, 1978); 基于專業(yè)預(yù)測服務(wù)公司的預(yù)測(King, 1978)等。但這里涉及到一個問題：什么樣的遠期匯率模型對于預(yù)測未來即期匯率而言效果最好，可以作為遠期匯率預(yù)測模型的代表？就此，Clarida 和 Taylor(1997)提出以遠期匯率的期限結(jié)構(gòu)模型來預(yù)測未來即期匯率，被證明是目前最好的預(yù)測模型(Clarida et al.，2003)。本文也將使用該模型作為基本預(yù)測模型，詳見后文實證部分。

相比國外，國內(nèi)關(guān)于遠期外匯市場有效性的相關(guān)研究可謂鳳毛麟角，這與我國外匯體制的演進有關(guān)。2005年匯改前基本上沒有相關(guān)文獻；之后，人民幣外匯市場快速發(fā)展，相關(guān)文獻開始出現(xiàn)。其中，一部分文獻主要針對人民幣對幾種主要貨幣的單個外匯市場，如：戴國強、李良松(2008)利用差分方法進行檢驗，認為人民幣對美元和港幣外匯市場是無效市場，并對其他貨幣外匯市場的弱式有效性持懷疑態(tài)度。盛斌、吳建濤(2010)運用近似熵(appropriate entropy)的分析方法，考察了匯改前后人民幣外匯市場有效性的動態(tài)變化，結(jié)果表明匯改使人民幣對日元和歐元外匯市場的有效性下降，而對美元外匯市場的有效性加強。另外一部分文獻則對人民幣DF和NDF兩個遠期外匯市場的有效性同時進行了探討，如：代幼渝、楊瑩(2007)的研究，認為市場有效性假說在兩個市場均不成立。劉京軍等(2009)通過建立誤差修正模型，對比研究境內(nèi)外人民幣遠期市場的套期保值績效, 結(jié)果表明DF市場的套期保值績效優(yōu)于NDF 市場。楊玲玲、孫海霞(2011)通過構(gòu)建基于遠期匯率期限結(jié)構(gòu)的VECM模型，分別考察了人民幣境內(nèi)外遠期外匯市場的有效性及價格發(fā)現(xiàn)功能，實證結(jié)果都拒絕了市場有效性假說。

綜上所述，我們可以發(fā)現(xiàn): 1)國外關(guān)于外匯市場有效性的研究起步較早。伴隨著計量技術(shù)的發(fā)展，一方面，傳統(tǒng)的檢驗方法逐步得到改進與完善；另一方面，新的檢驗形式也陸續(xù)涌現(xiàn)。但總體而言，現(xiàn)有的國外文獻關(guān)于市場有效性假說是否在外匯市場成立則沒有形成統(tǒng)一的定論。2)相對而言，國內(nèi)對人民幣外匯市場相關(guān)研究主要出現(xiàn)在2005年匯改——我國正式開始實行有管理的浮動匯率制度以后，由于歷時不長，相關(guān)文獻數(shù)量較少。3)國外絕大部分的文獻以及所有國內(nèi)文獻都是基于對主要工業(yè)國家外匯市場有效性的實證檢驗，而對新興經(jīng)濟體外匯市場有效性研究的文獻甚為少見，尤其是并沒有充分考慮到新興經(jīng)濟體中存在的DF和NDF市場分割情形。4)現(xiàn)有文獻主要是對單個遠期市場的有效性進行檢驗，但針對人民幣遠期外匯市場同時存在境內(nèi)外兩個遠期外匯市場的現(xiàn)狀，研究其兩個市場的相對有效性情況更具有現(xiàn)實價值與啟示意義。

基于此，本文立足于人民幣遠期外匯市場同時存在境內(nèi)DF和境外NDF兩個市場同時并行的現(xiàn)實運行背景，通過在上述兩個市場分別構(gòu)造相對應(yīng)的遠期匯率期限結(jié)構(gòu)模型，來預(yù)測未來的即期匯率；并在此基礎(chǔ)上，通過選取3組不同的預(yù)測比較指標，對兩個市場中遠期匯率期限結(jié)構(gòu)的預(yù)測表現(xiàn)進行比較，進而衡量兩個市場的相對有效性程度，以此嘗試為現(xiàn)有研究做有益的補充。

三、匯率模型選擇與預(yù)測精度比較

(一)匯率模型的選擇

關(guān)于匯率預(yù)測模型，從上世紀80年代以后長達20年的時間里，隨機游走模型在預(yù)測表現(xiàn)方面顯著占優(yōu)于任何一個標準的匯率變量模型(Mark,1995)。這種局面直到Clarida和Taylor(1997)通過提取由不同期限構(gòu)成的遠期匯率期限結(jié)構(gòu)的信息，來對未來即期匯率進行預(yù)測才得以改觀(Clarida et al.，2003)。事實上，遠期外匯市場容納了各方面的信息，包括利率、匯率政策預(yù)期、經(jīng)濟的基礎(chǔ)變量和整個經(jīng)濟的運行機制等。如果市場是理性的，則所有這些信息應(yīng)體現(xiàn)在遠期匯率上，遠期匯率模型是所有可選擇的模型中對未來即期匯率的最好預(yù)測(王曦、才國偉，2007)。因此，本文選擇遠期匯率期限結(jié)構(gòu)模型作為遠期匯率預(yù)測模型。

根據(jù)Clarida 和 Taylor(1997)，Clarida等(2003)以及王與楊(Wang & Yang，2012)的研究，假設(shè)即期匯率st存在單位根(下文對即期匯率的單位根檢驗結(jié)果證實了這個假設(shè)是合理的)。

st=ωt+τt

(4)

其中，τt是一個零均值的平穩(wěn)隨機過程，而ωt為帶漂移的隨機游走過程，即ωt=v+ωt-1+et。

(5)

比較式(4)和式(5)，Clarida 和 Taylor發(fā)現(xiàn)st與fj，t擁有一個共同的隨機趨勢因子，兩式相減，得到：

(6)

(7)

因此，由上所知，基于Clarida 和 Taylor(1997)*Clarida等(2003)在Clarida 和 Taylor(1997)的基礎(chǔ)上放松了線性約束的假定，建立了非線性模型，并且得到了更優(yōu)的預(yù)測表現(xiàn)。在這里，為了簡化我們的思路但不至于影響到結(jié)果的判斷，我們依然選擇的是Clarida 和Taylor(1997)的線性模型。當然，我們也可用非線性模型做進一步的檢測，并在日后的研究當中進一步改進。的模型框架，我們可以分別在DF市場和NDF市場構(gòu)造出相對應(yīng)的遠期匯率模型，即DF匯率模型和NDF匯率模型。

(二)匯率模型的樣本外預(yù)測

(三)DF匯率模型和NDF匯率模型的預(yù)測精度比較：指標選擇

因此，本文采用了3種不同的損失函數(shù)作為 DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)模型預(yù)測精度的評判標準，包括均方誤差(Mean Squared Error, MSE)、均方百分比誤差(Mean Squared Percentage Error, MSPE)和高斯準極大似然損失函數(shù)誤差(QLIKE) 三個預(yù)測精度指標來比較兩個匯率模型的樣本外預(yù)測效果，進而考察兩個市場相對有效性程度的動態(tài)變化過程。具體定義如下：

其中，i=df/ndf，分別對應(yīng)DF市場或NDF市場的預(yù)測模型。

四、實證步驟與結(jié)果分析

本文實證分析的人民幣匯率數(shù)據(jù)均來自Bloomberg, 具體包括人民幣即期匯率、人民幣境內(nèi)DF匯率和境外NDF匯率數(shù)據(jù)(其中遠期數(shù)據(jù)均包括1個月、3個月、6個月和12個月四個期限)，所有的數(shù)據(jù)都進行了對數(shù)化處理?？紤]到人民幣外匯市場于2005年7月21日進行了第一次匯改，則樣本期從2005年10月28日開始，一直到2012年4月25日，頻率為天，每個時間序列均包含了1478個數(shù)據(jù)。結(jié)合本文實證分析的需要，其中，前471個數(shù)據(jù)(2005年10月28日至2007年12月28日)被當做樣本基期，從2008年1月3日開始直至2012年4月25日 共1007個數(shù)據(jù)做滾動窗口樣本外預(yù)測分析。

(一)單位根檢驗

首先，同時采用Dickey-Fuller、Phillip-Perron和DF-GLS三種方法來分別對即期匯率、境內(nèi)DF市場和境外NDF市場各自四種不同期限的遠期匯率序列以及它們相對應(yīng)的差分序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

可以看出三種不同單位根檢驗方法基本上得到同樣的結(jié)果：每一個變量的水平值序列存在單位根的原假設(shè)不能被拒絕，而其差分序列正好相反。于是結(jié)論就是：所有的即期遠期匯率均為一階單整, 即I(1)序列，這也與國內(nèi)外文獻相吻合。

(二)協(xié)整關(guān)系檢驗

1. 標準的協(xié)整檢驗(standardized cointegration technique)

根據(jù)上述單位根檢驗的結(jié)果，我們知道由DF市場四個不同期限組成的期限結(jié)構(gòu)與即期匯率組成的DF系統(tǒng)，以及NDF市場遠期匯率期限結(jié)構(gòu)與即期匯率組成的NDF系統(tǒng)中的所有向量元素均為同階單整，從而我們可以用最大似然估計方法來分別對這兩個系統(tǒng)進行協(xié)整分析。

然而，Johansen協(xié)整分析實際上是系統(tǒng)協(xié)整關(guān)系(或秩)的個數(shù)和模型確定性成分(包括常數(shù)項，線性趨勢項和虛擬變量)的設(shè)定形式的聯(lián)合檢驗，兩個檢驗之間相互依賴。其中，確定性成分的設(shè)定非常重要，因為其形式會影響協(xié)整檢驗統(tǒng)計量和參數(shù)估計量的漸近特征，協(xié)整關(guān)系的確定取決于確定性成分的設(shè)定形式(Yang et al., 2012)。但在國內(nèi)，現(xiàn)有的文獻通常先主觀設(shè)定確定性成分，然后進行協(xié)整檢驗，這必然會降低研究結(jié)論的可靠性(葉光等，2007)。

表1

注：統(tǒng)計量從左至右分別為Dickey-Fuller檢驗統(tǒng)計量， DF-GLS tau檢驗統(tǒng)計量，Phillip-Perron 檢驗統(tǒng)計量以及Phillip-Perron tau檢驗統(tǒng)計量。***、**、*分別表示在1%，5%和10%置信水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)。

模型1：μ1=μ2=δ1=δ2=0；

模型2：μ2=δ1=δ2=0；

模型3：δ1=δ2=0；

模型4：δ2=0；

模型5：無約束。

從模型1到模型5，約束依次減少，模型5是無約束的情況。為了同時確定系統(tǒng)協(xié)整關(guān)系的個數(shù)以及相應(yīng)的確定性成分形式Mij, 其中，i表示協(xié)整關(guān)系的個數(shù)(i=0,1,2,…,p)；j指代模型確定性成分的第j種設(shè)定形式(j=1,2,3,4,5)。我們可以根據(jù)Pantula準則(Pantula, 1989)，通過序貫假設(shè)檢驗來進行模型選擇(Dawson & White, 2002)。該準則的核心思想是從約束最強的模型1(即M01)開始直到無約束的模型5(Mp5)，從左至右，由上至下，比對Mij的跡統(tǒng)計量與相對應(yīng)的臨界值水平。如果前者比后者大，即相應(yīng)的原假設(shè)被拒絕，然后，繼續(xù)下一個比對。如此，直到某處的原假設(shè)不能被拒絕時，序貫假設(shè)檢驗停止，此時對應(yīng)的秩的個數(shù)和設(shè)定形式即為模型的最終選擇。然而在可供選擇的5種模型設(shè)定中，只有中間三種模型的設(shè)定形式是比較合乎實際的*模型1設(shè)定協(xié)整空間既不存在截距項，也不存在趨勢項；模型5只有在模型的水平設(shè)定中存在二次趨勢項時才是合理的，但在這種情況下，如果變量為對數(shù)形式，那就意味著該變量會呈現(xiàn)出持續(xù)增長或衰減的態(tài)勢，這也是難以讓人理解的(Dawson & White, 2002)。，因此，我們只列出模型2到模型4的跡統(tǒng)計量結(jié)果，如表2所示。

表2　即期匯率與DF市場或NDF市場遠期匯率期限結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系的跡檢驗

注：臨界值水平見Johansen & Nielsen(1993)。模型2沒有線性趨勢，協(xié)整關(guān)系中有常數(shù)項；模型3有線性趨勢；模型4協(xié)整關(guān)系中有趨勢項，即趨勢平穩(wěn)。

根據(jù)序貫檢驗的原則，從表2可以看出，不論是DF市場遠期匯率期限結(jié)構(gòu)與即期匯率組成的DF系統(tǒng)，還是NDF市場遠期匯率與即期匯率組成的NDF系統(tǒng)，在5%的置信水平下，r=4的原假設(shè)不能被拒絕。從而，我們可以得到結(jié)論：DF市場和NDF市場相對應(yīng)的系統(tǒng)均具有4個協(xié)整向量，這與上文匯率模型選擇中式(6)對系統(tǒng)協(xié)整關(guān)系個數(shù)的預(yù)判結(jié)果是一致的。

為了進一步保證協(xié)整的正確設(shè)定，我們參考王美今、余壯雄(2007)關(guān)于DGP識別的方法，考慮到上述模型1到模型5，分別對應(yīng)不同的DGP，從后往前推。模型5是無約束模型，隨著序號依次往前，相對應(yīng)的約束依次增加，因此相鄰DGP可以進行約束檢驗。按照這個邏輯，從模型4與模型5的約束檢驗開始，如果不能拒絕，接著檢驗?zāi)Ｐ?與模型4，依此類推，直至約束檢驗被拒絕才停止，此時相對應(yīng)的模型即為正確的DGP設(shè)定。根據(jù)相對應(yīng)的檢驗統(tǒng)計量*檢驗統(tǒng)計量的具體形式可參考王美今、余壯雄(2007)。，表3分別列出了關(guān)于DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)DGP識別的相關(guān)約束檢驗結(jié)果。

表3　基于DGP識別的約束檢驗結(jié)果

從表3可以看出，根據(jù)從后往前的約束檢驗順序，無論是DF系統(tǒng)還是NDF系統(tǒng)，均直到模型1對模型2的約束檢驗原假設(shè)才被拒絕。因此，我們可以斷定相對應(yīng)的模型2才是正確的DGP設(shè)定，這與我們上述根據(jù)Pantula準則得到的結(jié)果是一致的。

2.遞歸協(xié)整分析(recursive cointegration technique)：協(xié)整關(guān)系的穩(wěn)定性檢驗

考慮到系統(tǒng)的長期協(xié)整關(guān)系可能存在結(jié)構(gòu)變化，我們進一步采用Hansen 和 Johansen (1999)的遞歸協(xié)整分析來考察協(xié)整關(guān)系(包括協(xié)整階數(shù)和協(xié)整系數(shù))的穩(wěn)定性。在上文中，我們已通過跡檢驗確定DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系個數(shù)(r)。在此基礎(chǔ)上，Hansen 和 Johansen (1999)通過構(gòu)造“Z-表達式”和“R-表達式”來進行遞歸分析*所謂的“Z-表達式”和“R-表達式”的主要區(qū)別在于，在遞歸估計的過程中，前者對應(yīng)的模型當中所有的系數(shù)(包括短期調(diào)整系數(shù)和長期調(diào)整系數(shù))都隨著觀測值個數(shù)的增加而被重新進行估計；而對于后者，短期調(diào)整系數(shù)固定不變，只有長期系數(shù)被重新進行估計，詳見Hansen和Johansen (1999)的研究。，進而檢驗系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系在考察的樣本期內(nèi)是否穩(wěn)定。

與“Z-表達式”相比，“R-表達式”的回歸方程剔除了短期波動的影響，即如果在某一時點上系統(tǒng)變量之間的協(xié)整關(guān)系發(fā)生變化，那么應(yīng)當歸因于長期關(guān)系的不穩(wěn)定性，而與短期波動無關(guān)。對于長期協(xié)整關(guān)系的穩(wěn)定性檢驗，“R-表達式”為更為合理的分析工具(Hansen & Johansen，1999)。因此，以下的檢驗結(jié)果主要參考“R-表達式”。

圖1所示為DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)的遞歸協(xié)整檢驗的統(tǒng)計量圖。特別值得注意的是，圖形當中的統(tǒng)計檢驗值都是經(jīng)過5%顯著性水平的臨界值正則化處理后的結(jié)果。因此，如果某一時刻的檢驗值大于1，則表明在5%的顯著性水平下原假設(shè)被拒絕，從而意味著在該時點上系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系發(fā)生變化。反之，若檢驗值小于1，則表明協(xié)整關(guān)系是穩(wěn)定的。另外，第1到第471個觀測值為選擇的樣本基期，從第472個觀測值到第1478個觀測值為樣本遞歸區(qū)間?？傮w來看，兩個系統(tǒng)的統(tǒng)計量動態(tài)變化趨勢是一致的。在原假設(shè)被拒絕與接受的分界線(即x=1.0)上，整個遞歸區(qū)間內(nèi)都一直保持有4條跡統(tǒng)計量的趨勢線，這意味著DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)均有且僅有4個長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

圖1　DF系統(tǒng)(左圖)和NDF系統(tǒng)(右圖)的跡檢驗

注：基于樣本基期(2005/10/28—2007/12/28)遞歸計算出的跡檢驗統(tǒng)計量趨勢圖(2008/01/03—2012/4/25)。其中統(tǒng)計值為1的水平線代表5%顯著性水平下的臨界值，大于1表示拒絕原假設(shè)，而小于1則表示接受原假設(shè)。每一條曲線代表1個對應(yīng)于系統(tǒng)存在不超過r個協(xié)整關(guān)系(或秩)的原假設(shè)，從上到下，r的值分別為1, 2, 3, 4, 5。

3.協(xié)整向量空間的識別檢驗

對協(xié)整向量的約束檢驗是協(xié)整理論后續(xù)發(fā)展的一個重要方面, 也是協(xié)整分析成為“檢驗經(jīng)濟學理論的主要工具”的標志(王少平、迪克，2006)。根據(jù)模型，由協(xié)整向量代表的長期均衡關(guān)系應(yīng)該滿足如下條件：

(9)

表4　協(xié)整向量空間的識別檢驗

4.協(xié)整空間的穩(wěn)定性檢驗

為了進一步檢驗過度識別約束下的協(xié)整空間的穩(wěn)定性，根據(jù)Hansen 和 Johansen(1993)構(gòu)造的如下檢驗統(tǒng)計量，DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)的檢驗結(jié)果分別列于圖2。圖形中顯示的統(tǒng)計檢驗值都是通過基于5%顯著性水平下的臨界值的正則化處理，所以當檢驗值大于1時，表示協(xié)整空間穩(wěn)定的原假設(shè)被拒絕，反之，則為接受。從兩個圖形可以看出，雖然DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)基于“Z-表達式”的統(tǒng)計值走勢圖顯示在某些時段協(xié)整空間不穩(wěn)定，但是基于“R-表達式”的統(tǒng)計值在整個遞歸區(qū)間都小于1。如上文所言，“R-表達式”相對“Z-表達式”是長期協(xié)整關(guān)系穩(wěn)定性檢驗更為合理的分析工具，因此，這意味著DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)的約束協(xié)整空間在長期應(yīng)該是穩(wěn)定的。

(三)DF匯率模型和NDF匯率模型的預(yù)測比較分析

基于上述的檢驗與分析，可以知道DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)均滿足式(6)對協(xié)整關(guān)系個數(shù)與協(xié)整向量關(guān)系的預(yù)判?；诖耍覀兛梢詫F系統(tǒng)與NDF系統(tǒng)各自對應(yīng)的模型進行施加協(xié)整約束的VECM估計*可以運用Stata12.0軟件實現(xiàn)。，并在此基礎(chǔ)上展開滾動時間窗口的樣本外預(yù)測能力檢驗。根據(jù)上文對滾動窗口的樣本外預(yù)測方法的介紹，本文將包括1478個交易日的全樣本劃分為“估計樣本”和“預(yù)測樣本”兩部分。為了進一步檢驗兩個系統(tǒng)的預(yù)測能力是否受全球金融危機的影響，估計樣本只包含危機前 T=471個交易日(2005年10月28日至2007年12月28日)的數(shù)據(jù)，預(yù)測樣本則包含后續(xù)W=1008個交易日的數(shù)據(jù)(t=T+1, T+2,…, T+W)。然后在保持估計樣本長度不變的情況下，連續(xù)向后滾動，滾動周期為1天。通過滾動窗口樣本外預(yù)測，兩個預(yù)測模型的三個指標統(tǒng)計量在預(yù)測區(qū)間的連線圖分別列于圖3、圖4和圖5。

圖2　DF系統(tǒng)(上)和NDF系統(tǒng)(下)協(xié)整空間的穩(wěn)定性檢驗

注：基于樣本基期(2005/10/28—2007/12/28)遞歸計算出的檢驗統(tǒng)計量趨勢圖(2008/01/03—2012/4/25)。其中統(tǒng)計值為1的水平線代表5%顯著性水平下的臨界值，大于1表示拒絕協(xié)整空間穩(wěn)定的原假設(shè)，而小于1則表示接受原假設(shè)。其中，位于圖上方的點線表示的是基于“Z-表達式”的統(tǒng)計值，而下方的點劃線則是基于“R-表達式”。

圖3　DF模型和NDF模型的預(yù)測比較：MSE

圖4　DF模型和NDF模型的預(yù)測比較：MSPE

圖5　DF模型和NDF模型的預(yù)測精度比較：QLIKE

要比較預(yù)測模型的優(yōu)劣程度，可以直接比較損失函數(shù)的大小。RMSE的值越小, 說明預(yù)測表現(xiàn)越好。從上述三個圖形可以看出，三個指標的結(jié)果是基本一致的。因此，這也從一個側(cè)面驗證了預(yù)測結(jié)果的穩(wěn)健性。從整個樣本外預(yù)測區(qū)間來看，不論基于哪一種損失函數(shù)形式，關(guān)于DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)模型的預(yù)測精度比較，可以區(qū)分為兩個不同的時段來分析。其中，從2008年1月至2008年5月(金融危機初期，如圖中空心圓所標示的位置，箭頭所指的方向為相對應(yīng)的局部放大圖)， DF匯率模型的損失函數(shù)的值都要小于NDF匯率模型。這意味著在該段時間內(nèi)， DF模型的樣本外預(yù)測要優(yōu)于NDF模型，這與Wang和Yang (2012)的結(jié)果是基本一致的*相對Wang 和 Yang(2012)所使用的樣本頻率為周，并且預(yù)測方法也是基于固定窗口的樣本外預(yù)測，預(yù)測區(qū)間為2007年第44周到2008年第30周，本文在預(yù)測方法和數(shù)據(jù)頻率上都有所更新，并且樣本外預(yù)測區(qū)間也更長，因此在結(jié)果上存在差異。。可能的原因是因為DF市場存在央行干預(yù)，特別是在危機顯露的時機，出于穩(wěn)定匯率的目的，央行會適時在遠期市場進行干預(yù)，使匯率不至于過度波動。這有利于穩(wěn)定市場情緒，疏導市場其他參與者對未來匯率走勢的預(yù)期，一定程度上使得所有參與者在信息獲取方面具有更高的同質(zhì)性，從而使得DF市場表現(xiàn)得更加有效。而2008年5月之后，兩個模型的預(yù)測精度均持續(xù)增強，但兩者強弱比較的結(jié)論正好相反，此時，NDF模型的預(yù)測表現(xiàn)要比DF模型好，NDF市場相比DF市場更有效。這可能與NDF市場是更為自由開放的市場有直接關(guān)系。因為NDF市場為離岸市場，處于監(jiān)管的灰色地帶，并且市場參與者主要為國際投機者，一般情況下市場價格均能反映市場對人民幣的供需實況。

另外，值得特別注意的是，在2010年6月19日人民幣外匯市場啟動第二次匯改前后，雖然從損失函數(shù)值的比較來看，仍然是NDF模型小于DF模型，但兩個模型損失函數(shù)值的差經(jīng)歷了一個從發(fā)散到收斂(匯改前)，然后又從收斂到發(fā)散(匯改后)的過程。這在一定程度上說明了匯改會影響DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)模型的預(yù)測精度，但關(guān)于具體的影響機制，在這里暫且不做考察。

進一步地，為了更直觀的比較兩個預(yù)測模型的優(yōu)劣程度，也可采用損失函數(shù)的比值來進行分析，如Ratio_mse=MSEdf/MSEndf表示DF匯率模型和NDF匯率模型的均方誤MSEdf和MSEndf的比值，若Ratio_mse<1，則說明前者的預(yù)測表現(xiàn)要優(yōu)于后者，反之則后者預(yù)測表現(xiàn)比前者好。

圖6　DF系統(tǒng)與NDF系統(tǒng)的滾動樣本預(yù)測比較

注：Ratio_mse,Ratio_mspe和Ratio_qlike分別是NDF系統(tǒng)和DF系統(tǒng)相對應(yīng)的平均平方誤差(MSE),平均平方百分比誤差(MSPE)和高斯準極大似然損失函數(shù)(QLIKE)的比值。比值等于1，意味著兩個模型的預(yù)測表現(xiàn)是一樣的；小于1，說明前者比后者預(yù)測能力強；大于1，后者比前者強。

從圖6可以清晰地看到，除了2008年1月至5月這段時間，NDF系統(tǒng)與DF系統(tǒng)三個指標的比值都在水平線1以上之外，在樣本外預(yù)測區(qū)間的其他時期，比值均在水平線1以下。這意味著在2008年金融危機初期，DF匯率模型對未來即期匯率的預(yù)測要優(yōu)于DF匯率模型, 而在一般時期后者要比前者預(yù)測效果好。

從而，結(jié)合基于預(yù)測比較檢驗的市場有效性檢驗方法，上述實證結(jié)果意味著在金融危機初期DF市場相較NDF市場更為有效，而在一般時期NDF市場相對DF市場更為有效。

五、總結(jié)與討論

由于我國匯率制度安排的特殊性，人民幣遠期外匯市場形成了境內(nèi)DF和境外NDF兩個市場同時并存的特殊分割結(jié)構(gòu)。本文在Clarida 和 Taylor(1997)的模型框架下，使用2005至2012年間的日度數(shù)據(jù)，分別在境內(nèi)外兩個市場構(gòu)造了包括1個月、3個月、6個月和12個月四個期限的遠期匯率期限結(jié)構(gòu)模型，通過比較RMSE 、MSPE和QLIKE三個預(yù)測精度指標來比較模型的樣本外預(yù)測效果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在危機初期DF匯率模型比NDF匯率模型預(yù)測效果好，而后者在一般時期優(yōu)于前者。這意味著：1)在2008年金融危機初期DF市場比NDF市場更為有效；2)對于NDF市場而言，在一般情況下相比DF市場更有效。由于遠期外匯市場的有效性決定了其價格發(fā)現(xiàn)功能與套期保值績效的發(fā)揮，基于上述結(jié)果，本文有如下經(jīng)濟學解釋以及政策涵義：

第一， DF市場相對NDF市場更能表現(xiàn)出危機的敏感性。前文已經(jīng)提出，在NDF市場，高達60%到80%的交易都是出于投機的目的(Lipscomb, 2005)。在危機時期，市場信號紊亂，投資和投機主體的預(yù)期也將會出現(xiàn)極大的不一致性，從而導致了市場混亂的交易行為。這實際上是體現(xiàn)了市場機制在特定時期的紊亂和失靈。而此時在國內(nèi)DF市場，由于其主要交易仍是依據(jù)“實需原則”的套期保值交易，并且有中央銀行的主動干預(yù)行為，市場預(yù)期也會相對穩(wěn)定，因此此時DF市場在價格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能的實現(xiàn)方面更占優(yōu)勢。在危機初期表現(xiàn)出更好的價格發(fā)現(xiàn)功能和套期保值績效，結(jié)合DF市場的參與者構(gòu)成，這體現(xiàn)了央行干預(yù)在危機時期的重要性。

第二，在一般時期，NDF市場表現(xiàn)更為有效，意味著它具有更好的價格發(fā)現(xiàn)功能和套期保值績效。這主要是因為NDF市場具有更多種類和數(shù)目的參與者，不僅有傳統(tǒng)意義的套期保值和套利者，還有眾多的投機者；其交易量也體現(xiàn)了更強的流動性。從這個意義上，NDF市場的構(gòu)成更加完備。由此，引申出兩方面的含義：1)根據(jù)國家外匯管理局的《通知》*2006年10月27日，國家外匯管理局向相關(guān)機構(gòu)下發(fā)了《關(guān)于外匯指定銀行對客戶遠期結(jié)售匯業(yè)務(wù)和人民幣與外幣掉期業(yè)務(wù)有關(guān)外匯管理問題的通知》，規(guī)定未經(jīng)國家外匯管理局批準，境內(nèi)機構(gòu)和個人不得以任何形式參與境外人民幣對外匯衍生交易，銀行應(yīng)在規(guī)定范圍內(nèi)對客戶提供規(guī)避人民幣匯率風險的產(chǎn)品服務(wù)。規(guī)定，境內(nèi)企業(yè)或機構(gòu)未經(jīng)允許不能參與境外人民幣外匯衍生交易。也就是說，境內(nèi)企業(yè)機構(gòu)只能在DF市場進行套期保值。從而，對境內(nèi)企業(yè)套期保值的這種制度限制，使得對于企業(yè)來說，雖然NDF市場是一個更好的選擇，但是不得不做一個次優(yōu)的套期保值選擇。2)因為NDF市場具有更好的價格發(fā)現(xiàn)功能，即擁有定價權(quán)，這對于人民幣匯率形成機制無疑是一個挑戰(zhàn)。因此，在后續(xù)的匯率形成機制改革中應(yīng)該進一步放寬市場準入條件和資本管制，豐富DF市場的參與者，提高DF市場的流動性和有效性，才能爭取和體現(xiàn)DF市場主動的定價權(quán)，更好地發(fā)揮其價格發(fā)現(xiàn)和套期保值的功能。

總體而言，本文的分析重申了一個古老而又重要的命題：在一般時期，市場機制對于調(diào)節(jié)資源而言是相對有效的，市場化仍是大方向；但在特定時期，市場機制出現(xiàn)失靈之時，政府(本文指中央銀行)主動干預(yù)以穩(wěn)定市場預(yù)期的行為仍然是必不可少的。如何同時兼顧市場與政府的功能，是人民幣匯改的原則和導向。

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【責任編輯：許玉蘭；責任校對：許玉蘭，楊海文】

中圖分類號：F830.92

文獻標識碼：A

文章編號：1000-9639(2015)04-0184-14

作者簡介：楊嬌輝，中山大學國際商學院講師(珠海519082)；

*收稿日期：2014—11—28

基金項目：廣東省高校高層次人才項目(珠江學者1414003)；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金項目；教育部重大課題攻關(guān)項目(11JZD022)；廣東省自然科學基金博士啟動項目“OFDI區(qū)位分布的風險特征研究：國際經(jīng)驗、中國模式與廣東實踐”(2014A030310079)

王曦，中山大學嶺南學院教授(廣州 510275)；

王凱立，臺灣東海大學財務(wù)金融系教授(臺中40774)。