郭紅　張吉鵬

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津，300222)

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人民幣匯率：理性預(yù)期還是適應(yīng)預(yù)期

郭紅張吉鵬

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津，300222)

匯率預(yù)期影響人民幣匯率的重要因素之一。針對(duì)人民幣匯率預(yù)期的形成機(jī)制，本文分別對(duì)理性預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。通過(guò)對(duì)理性預(yù)期假設(shè)進(jìn)行直接檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)同時(shí)考慮無(wú)偏性和有效性，人民幣匯率預(yù)期顯然是非理性的。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建了基于非抵補(bǔ)利率平價(jià)的適應(yīng)性預(yù)期模型，檢驗(yàn)人民幣匯率預(yù)期是否具有適應(yīng)性特征。實(shí)證結(jié)果表明，相較于理性預(yù)期而言，人民幣匯率預(yù)期具有更顯著的適應(yīng)性預(yù)期特征，即在人民幣匯率預(yù)期形成過(guò)程中，對(duì)未來(lái)匯率的預(yù)期會(huì)受到上期匯率預(yù)期偏差的影響。

理性預(yù)期；適應(yīng)性預(yù)期；非抵補(bǔ)利率平價(jià)

一、引言

自2005年7月匯率制度改革以來(lái)，人民幣匯率市場(chǎng)化程度不斷提高，匯率彈性不斷加大，預(yù)期因素對(duì)人民幣匯率的影響日益顯著。人民幣匯率的歷史表現(xiàn)是市場(chǎng)參與者匯率預(yù)期形成的重要參考，同時(shí)這一預(yù)期的形成又反過(guò)來(lái)對(duì)人民幣匯率的未來(lái)走勢(shì)產(chǎn)生推動(dòng)作用，兩者相互作用，最終作用于經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行。正因?yàn)榇耍坏┦袌?chǎng)形成強(qiáng)烈的單邊匯率預(yù)期或匯率預(yù)期的異常變動(dòng)，就將成為引發(fā)投機(jī)資金大規(guī)模流出流入，形成熱錢涌入、資本外逃、資本流入突然中斷等國(guó)際資本流動(dòng)異常現(xiàn)象的重要誘因，從而給國(guó)內(nèi)的金融與經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定帶來(lái)巨大沖擊，成為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的不穩(wěn)定因素。同時(shí)，隨著我國(guó)中央銀行逐步退出常態(tài)式外匯市場(chǎng)干預(yù)，間接的匯率政策工具已成為必然的選擇。而間接匯率政策工具中重要的組成部分就是通過(guò)加強(qiáng)對(duì)匯率預(yù)期的管理和引導(dǎo)，分化預(yù)期，避免形成強(qiáng)烈的單邊匯率預(yù)期，實(shí)現(xiàn)匯率的雙向波動(dòng)。為了更好地引導(dǎo)和管理人民幣匯率預(yù)期，現(xiàn)階段有必要對(duì)人民幣匯率決定中的預(yù)期形成進(jìn)行深入研究，為人民幣匯率預(yù)期管理以及人民幣匯率制度改革的進(jìn)一步深化提供更加可靠的理論及實(shí)證依據(jù)。

本文首先分析了匯改后人民幣匯率預(yù)期的形成特征，試圖解答人民幣匯率預(yù)期是否是理性預(yù)期？如果是非理性預(yù)期，那么預(yù)期形成具有什么性質(zhì)和特點(diǎn)？通過(guò)邏輯推演發(fā)現(xiàn)，相較于理性預(yù)期，人民幣匯率

預(yù)期形成更強(qiáng)的適應(yīng)性預(yù)期特征。進(jìn)而對(duì)這一命題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，通過(guò)對(duì)人民幣匯率預(yù)期是否理性進(jìn)行直接檢驗(yàn)，得出人民幣匯率預(yù)期非理性的結(jié)論，然后基于非抵補(bǔ)利率平價(jià)模型，通過(guò)誤差修正模型對(duì)人民幣匯率預(yù)期形成機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果支持人民幣匯率預(yù)期具有顯著的適應(yīng)性特征并根據(jù)這一結(jié)論提出了引導(dǎo)和管理人民幣匯率預(yù)期的對(duì)策建議。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

預(yù)期形成是經(jīng)濟(jì)和金融研究中的重要問(wèn)題。大量經(jīng)濟(jì)理論的推導(dǎo)要建立在對(duì)預(yù)期形成的假設(shè)上，其中最為普遍的假設(shè)就是Muth(1961)提出的理性預(yù)期假設(shè)，即理性的經(jīng)濟(jì)人充分利用其可獲得的一切信息對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的未來(lái)值進(jìn)行估計(jì)和預(yù)期，其所得估計(jì)值與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)“真實(shí)”理論模型的預(yù)測(cè)結(jié)果相一致。

早期匯率決定理論就是建立在理性預(yù)期的假設(shè)之上的。但是由于理性預(yù)期既要求預(yù)期沒(méi)有系統(tǒng)偏誤，即無(wú)偏性，同時(shí)還要充分利用現(xiàn)有信息，即有效性，這一嚴(yán)苛的前提條件，使學(xué)者開始思考理性預(yù)期假設(shè)是否合理。在對(duì)匯率預(yù)期是否理性的經(jīng)驗(yàn)研究上，學(xué)者們采用了不同的方法和數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，得出了截然不同的兩種結(jié)論。一類觀點(diǎn)認(rèn)為匯率具有非理性特征，如Frankel和Froot(1987)利用調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)匯率預(yù)期性質(zhì)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，匯率預(yù)期是非靜態(tài)的，在不同時(shí)期對(duì)于是否滿足理性預(yù)期假設(shè)表現(xiàn)不同。MacDonald和Taylor(1989)通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查獲得匯率預(yù)期數(shù)據(jù)，他們檢驗(yàn)了遠(yuǎn)期升貼水對(duì)匯率預(yù)測(cè)誤差的影響，發(fā)現(xiàn)匯率的理性預(yù)期假設(shè)不成立。Ito(1990)采用廣義矩估計(jì)進(jìn)行實(shí)證分析，證實(shí)了日本外匯市場(chǎng)匯率預(yù)期的有偏性。為了檢驗(yàn)不同幣種的匯率預(yù)期是否理性，Chinn和Frankel(1994)將樣本擴(kuò)大至25種貨幣，結(jié)果同樣表明匯率預(yù)期是有偏的。此外，Versehoor和Wolff(2002)，Audretsch和Stadtmann(2005)等學(xué)者的研究也都證明了匯率預(yù)期的有偏性，即預(yù)期非理性。另一類研究則提出了支持匯率理性預(yù)期的實(shí)證證據(jù)。如Osterberg(2000)在檢驗(yàn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的基礎(chǔ)上，考查了真實(shí)匯率與預(yù)期匯率之間的協(xié)整關(guān)系，得出匯率預(yù)期誤差序列無(wú)關(guān)的結(jié)論，為匯率理性預(yù)期提供支持。Murphy(2008)分析了美元兌日元匯率預(yù)期的數(shù)據(jù)，認(rèn)為匯率預(yù)期并非厚尾分布，交易者能理性分析匯率與政策之間的關(guān)系，因此匯率預(yù)期具有理性特征。

顯然，匯率預(yù)期是否理性這一問(wèn)題并未形成相對(duì)統(tǒng)一的結(jié)論。此后，開始有學(xué)者對(duì)匯率形成的適應(yīng)性特征進(jìn)行檢驗(yàn)。適應(yīng)性預(yù)期即在預(yù)期形成中考慮了上一期對(duì)當(dāng)期預(yù)期值與當(dāng)期真實(shí)值之間的偏差，并根據(jù)這一偏差對(duì)未來(lái)預(yù)期進(jìn)行修正，即經(jīng)濟(jì)主體會(huì)根據(jù)過(guò)去預(yù)期的誤差程度對(duì)每一期的預(yù)期進(jìn)行修正。Audretsch和Stadtmann(2005)采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型對(duì)匯率預(yù)期進(jìn)行檢驗(yàn)，得出結(jié)論：如果上期匯率預(yù)期出現(xiàn)低估，當(dāng)期的匯率預(yù)期會(huì)做出反向調(diào)整，反之則反。Kim(2009)在基本面模型中加入了適應(yīng)性學(xué)習(xí)特點(diǎn)，通過(guò)檢驗(yàn)市場(chǎng)參與者對(duì)匯率預(yù)測(cè)的表現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)加入適應(yīng)性學(xué)習(xí)特點(diǎn)的基本面模型可以從長(zhǎng)期和短期較好的預(yù)測(cè)匯率，并可以解釋匯率的過(guò)度波動(dòng)和匯率對(duì)均衡的持續(xù)偏離。

隨著人民幣匯改前后出現(xiàn)了強(qiáng)烈的升值預(yù)期，匯率預(yù)期問(wèn)題開始逐漸引起國(guó)內(nèi)學(xué)者和決策者的普遍關(guān)注。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)人民幣升值預(yù)期的特征、原因及形成機(jī)制等進(jìn)行了實(shí)證研究，對(duì)人民幣升值慣性進(jìn)行解釋。如陶川(2008)建立了人民幣升值的適應(yīng)性預(yù)期模型，提出短期內(nèi)的人民幣大幅升值會(huì)使境外投機(jī)者形成人民幣匯率進(jìn)一步升值的預(yù)期，因?yàn)槠漕A(yù)期的下一期人民幣升值程度是根據(jù)當(dāng)期人民幣匯率變動(dòng)信息形成的。丁志杰(2008)則認(rèn)為強(qiáng)化人民幣升值預(yù)期的根源是勻速小幅漸進(jìn)的升值方式和國(guó)際壓力。丁浩(2008)認(rèn)為，人民幣升值預(yù)期的“自我實(shí)現(xiàn)”使人民幣升值壓力進(jìn)一步升級(jí)。丁志杰等(2009)對(duì)非均衡條件下的人民幣匯率預(yù)期進(jìn)行研究，證明了人民幣匯率具備向后看的適應(yīng)性預(yù)期特征。陳平和李凱(2010)認(rèn)為，建立在理性預(yù)期基礎(chǔ)上的傳統(tǒng)匯率決定的貨幣模型無(wú)法解釋現(xiàn)實(shí)中的匯率波動(dòng)，他們?cè)谪泿拍Ｐ椭幸脒m應(yīng)性學(xué)習(xí)，發(fā)現(xiàn)該模型對(duì)匯改后的人民幣匯率的預(yù)測(cè)能力大幅提高，能很好地模擬匯率短期波動(dòng)。李曉峰和陳華(2010)基于交易者異質(zhì)性預(yù)期假設(shè)，檢驗(yàn)了預(yù)期對(duì)匯改后人民幣匯率形成和波動(dòng)所起的作用。李曉峰等(2011)采用實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了人民幣匯率的理性預(yù)期、外推型預(yù)期、適應(yīng)性預(yù)期與回歸型預(yù)期的特點(diǎn)，認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者的匯率預(yù)期是非理性的異質(zhì)預(yù)期。李艷麗等(2015)使用NDF數(shù)據(jù)分別檢驗(yàn)了人民幣匯率預(yù)期的外推、適應(yīng)性、回歸及基于泰勒規(guī)則等性質(zhì)，認(rèn)為人民幣匯率預(yù)期，特別是中長(zhǎng)期較為理性，短期則受市場(chǎng)趨勢(shì)影響較大。

通過(guò)總結(jié)現(xiàn)有成果可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)外學(xué)者對(duì)這一問(wèn)題的研究已較為豐富，對(duì)人民幣匯率預(yù)期的研究也不少。但在人民幣匯率理性預(yù)期的檢驗(yàn)中更多是針對(duì)無(wú)偏性的檢驗(yàn)，而忽略了對(duì)有效性的檢驗(yàn)；對(duì)匯率預(yù)期變量的選取，通常以境外NDF匯率作為代理變量，或是通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查獲取數(shù)據(jù)，兩種方法各有其利弊。此外，隨著匯改的不斷深入，人民幣匯率不再呈現(xiàn)升值慣性，雙向波動(dòng)明顯，匯率預(yù)期也呈現(xiàn)出新的特征。因此本文對(duì)人民幣匯率預(yù)期是否理性進(jìn)行了直接檢驗(yàn)，同時(shí)考慮了無(wú)偏性和有效性，在得出人民幣匯率預(yù)期雖具有效性，但是有偏性的，因此預(yù)期非理性的結(jié)論后，構(gòu)建了基于適應(yīng)性預(yù)期的非抵補(bǔ)利率平價(jià)模型，對(duì)人民匯率預(yù)期形成的適應(yīng)性特征進(jìn)行檢驗(yàn)，同時(shí)解決了預(yù)期變量的選擇問(wèn)題。

三、人民幣匯率預(yù)期形成的邏輯分析

匯改后的人民幣匯率預(yù)期呈現(xiàn)出階段性變化特征。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，以香港市場(chǎng)美元兌人民幣的NDF匯率表示人民幣匯率預(yù)期，圖1為美元兌人民幣即期匯率和3個(gè)月期NDF匯率。從圖1可以看出，第一階段自匯改開始至2008年美國(guó)次貸危機(jī)爆發(fā)，人民幣處于持續(xù)升值的狀態(tài)，累計(jì)升值超過(guò)17%，這一階段呈現(xiàn)出較強(qiáng)的單邊升值預(yù)期。第二階段自2008年9月至2010年6月重啟人民幣匯率形成機(jī)制改革，這一階段由于中央銀行的外匯市場(chǎng)干預(yù)，使人民幣升值預(yù)期趨于平緩，人民幣匯率保持了相對(duì)穩(wěn)定。第三階段自匯改重啟至2014年底，人民幣匯率以升值趨勢(shì)為主，2014年人民幣實(shí)際有效匯率上漲超過(guò)6%，但人民幣升值預(yù)期已經(jīng)減弱，并出現(xiàn)短暫的貶值預(yù)期。第四階段是2015年以來(lái)，由于美聯(lián)儲(chǔ)年內(nèi)加息的預(yù)期使得美元總體走強(qiáng)，同時(shí)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力較大，在這些因素的共同影響下，開始呈現(xiàn)出較為明顯的人民幣貶值預(yù)期，人民幣匯率下行壓力加大。特別是2015年8月11日人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)機(jī)制改革，更是加劇了這一趨勢(shì)。人民幣匯率這一新的變化趨勢(shì)，一方面反映出人民幣匯率形成機(jī)制的市場(chǎng)化改革不斷深化，初步形成有升有降的人民幣匯率市場(chǎng)格局。另一方面也反映出匯率預(yù)期對(duì)匯率形成的重要影響。

圖1　美元兌人民幣即期匯率及NDF匯率數(shù)據(jù)來(lái)源：Wind資訊。

傳統(tǒng)的匯率決定理論假設(shè)市場(chǎng)參與者的匯率預(yù)期是理性的，市場(chǎng)參與者能夠全面掌握影響匯率未來(lái)變化的各種信息并迅速做出反應(yīng)，未來(lái)匯率的實(shí)際變化能夠準(zhǔn)確反映預(yù)期，即預(yù)期值對(duì)未來(lái)即期匯率的估計(jì)具有無(wú)偏性。但從圖1可以看出，人民幣匯率預(yù)期的有偏性，特別是隨著中央銀行常態(tài)式外匯干預(yù)逐步退出，人民幣匯率市場(chǎng)化程度提高后，人民幣匯率預(yù)期與未來(lái)即期匯率之間明顯的持續(xù)背離，這一實(shí)際情況說(shuō)明人民幣匯率預(yù)期顯然是非理性的。

適應(yīng)期預(yù)期理論則認(rèn)為市場(chǎng)個(gè)體根據(jù)自身過(guò)去的預(yù)測(cè)誤差修正以后的預(yù)期，對(duì)預(yù)期誤差進(jìn)行不斷調(diào)整，可將適應(yīng)性預(yù)期看成一種反饋型的預(yù)期形成機(jī)制。事實(shí)上，人民幣匯率預(yù)期更多地表現(xiàn)出適應(yīng)性預(yù)期的特征。由于我國(guó)資本金融賬戶下仍有管制，外匯市場(chǎng)不完全有效，使外匯市場(chǎng)供求出現(xiàn)某種程度的扭曲，匯率不完全由市場(chǎng)決定，所以市場(chǎng)參與者可以依賴的信息量不充分，或者說(shuō)是獲取信息的渠道不暢通。市場(chǎng)參與者對(duì)于匯率預(yù)期的判斷主要通過(guò)觀察過(guò)去匯率的走勢(shì)，以上期預(yù)期值與實(shí)際值之間的誤差來(lái)矯正對(duì)未來(lái)的預(yù)期。從這個(gè)角度看，市場(chǎng)參與者基于預(yù)期的判斷，不斷修正自己的預(yù)期，不斷地“適應(yīng)”預(yù)期的變化來(lái)決定交易行為，從而成為影響當(dāng)前匯率變動(dòng)的重要因素。

此外，市場(chǎng)參與者對(duì)于匯率的預(yù)期還在很大程度依賴于貨幣當(dāng)局釋放的信號(hào)，市場(chǎng)參與者會(huì)根據(jù)貨幣當(dāng)局釋放的政策信號(hào)不斷地調(diào)整自己的預(yù)期從而進(jìn)一步做出決策。匯改后，有關(guān)匯率走勢(shì)的中央銀行溝通明顯增多，市場(chǎng)對(duì)此的回應(yīng)也十分積極，不斷地“學(xué)習(xí)”、修正自己的預(yù)期偏差。由此可見(jiàn)，現(xiàn)實(shí)中我國(guó)的市場(chǎng)表現(xiàn)出明顯的適應(yīng)性預(yù)期特征，即根據(jù)過(guò)去匯率的所有信息預(yù)測(cè)未來(lái)匯率。作為過(guò)去信息中重要組成部分，貨幣當(dāng)局的行為對(duì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)主體的預(yù)期起到很大的作用。

結(jié)合以上分析，可以看出當(dāng)前國(guó)內(nèi)的匯率預(yù)期缺乏理性，基本符合適應(yīng)性預(yù)期的特征。下面我們將對(duì)這一觀點(diǎn)進(jìn)行實(shí)證分析。

四、人民幣匯率預(yù)期形成的實(shí)證分析

(一)人民幣匯率預(yù)期理性假設(shè)檢驗(yàn)

1.模型構(gòu)建

對(duì)于理性預(yù)期假設(shè)的檢驗(yàn)可以分為直接檢驗(yàn)和間接檢驗(yàn)。直接檢驗(yàn)就是直接對(duì)公眾對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的預(yù)期進(jìn)行檢驗(yàn)(Keane和Runkle，1990)。間接檢驗(yàn)就是基于理性預(yù)期假設(shè)構(gòu)建資產(chǎn)定價(jià)模型并對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。但間接檢驗(yàn)存在的問(wèn)題是，拒絕假設(shè)可能是由于非理性預(yù)期，但也有可能是由于定價(jià)模型本身的問(wèn)題。因此，本文選擇對(duì)人民幣匯率預(yù)期是否理性進(jìn)行直接檢驗(yàn)。

根據(jù)Keane和Runkle(1990)檢驗(yàn)理性預(yù)期的回歸方程，即

Pt+h=a+bEt(Pt+h)cXt+εt,h

(1)

其中Xt代表信息集中的任意一個(gè)隨機(jī)變量，因此這一方式是在考慮信息因素后對(duì)理性預(yù)期的檢驗(yàn)。檢驗(yàn)是否滿足a=0，b=1，即可證明預(yù)期的無(wú)偏性；再檢驗(yàn)是否滿足c=0，即可證明預(yù)期的有效性。同時(shí)滿足a=0，b=1，c=0，即預(yù)期符合理性預(yù)期特征，既無(wú)偏又有效。

本文設(shè)以下回歸方程檢驗(yàn)匯率預(yù)期是否理性

St+1=a0+α1Et(St+1)+α3(St-Et-1(St))+μt

(2)

其中，St+1為t+1的即期匯率值，Et(St+1)表示在t期對(duì)t+1期匯率的預(yù)期值，St為t期的即期匯率，Et-1(St)為在t-1期對(duì)t期匯率的預(yù)期值，以(St-Et-1(St))即過(guò)去預(yù)期的偏差作為現(xiàn)有信息集。匯率均采用直接標(biāo)價(jià)法。假設(shè)檢驗(yàn)為α0=0，α1=1，α2=0，若檢驗(yàn)成立，說(shuō)明預(yù)期誤差的期望值為零，即預(yù)期具有無(wú)偏性，同時(shí)在預(yù)期形成過(guò)程中，過(guò)去預(yù)期的偏差信息得到完全利用，即預(yù)期是有效的，因此理性預(yù)期假設(shè)成立。如假設(shè)檢驗(yàn)被拒絕，則說(shuō)明預(yù)期為理性的假設(shè)不成立。

2.實(shí)證檢驗(yàn)

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文以香港市場(chǎng)3個(gè)月期的美元對(duì)人民幣NDF數(shù)據(jù)作為人民幣匯率預(yù)期的代理變量，時(shí)間范圍為2009年1月至2015年8月的日數(shù)據(jù)，即期匯率及匯率預(yù)期數(shù)據(jù)均來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。

如果模型中含有非平穩(wěn)時(shí)間序列，基于經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法的估計(jì)和檢驗(yàn)將失去通常的性質(zhì)，從而可能推斷出錯(cuò)誤的結(jié)論。因此，建模前首先檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)，標(biāo)準(zhǔn)采用SIC準(zhǔn)則選擇滯后期。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1　ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)類型中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，k表示所采用的滯后階數(shù)； ***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

表2　Wald檢驗(yàn)結(jié)果

從表1可以看出三個(gè)數(shù)據(jù)序列在1%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。對(duì)回歸方程(2)估計(jì)，可得

St+1=0.308 5 + 1.043 1Et(St+1)-0.0002

(-12.425 4)(272.505 2)(-0.007 4)

(St-Et-1(St))

R2=0.974 6F=41999.9 6DW=0.034 3

接下來(lái)對(duì)方程參數(shù)進(jìn)行Wald檢驗(yàn)，如果滿足α0=0，α1=1，即可證明預(yù)期的無(wú)偏性；再檢驗(yàn)是否滿足α2=0，即可證明預(yù)期的有效性。同時(shí)滿足α0=0，α1=1，α2=0，即預(yù)期符合理性預(yù)期特征，既無(wú)偏又有效。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

對(duì)人民幣匯率預(yù)期的無(wú)偏性檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)，表明匯率預(yù)期是有偏差的，即預(yù)期匯率與真實(shí)匯率之間的誤差是系統(tǒng)性的。對(duì)人民幣匯率預(yù)期的有效性檢驗(yàn)無(wú)法拒絕原假設(shè)，表明匯率預(yù)期形成中過(guò)去預(yù)期的偏差信息在下一期預(yù)期中被得以利用。盡管匯率預(yù)期具有有效性，但在同時(shí)考慮無(wú)偏性和有效性后，拒絕了匯率預(yù)期理性的原假設(shè)?？梢?jiàn)，人民幣匯率預(yù)期是非理性的。

雖然人民幣匯率預(yù)期是非理性的，但從結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)過(guò)去匯率預(yù)期的偏差可以有效改善當(dāng)前匯率預(yù)期的誤差，即在人民幣匯率預(yù)期形成中，過(guò)去的預(yù)期偏差信息得以利用，說(shuō)明人民幣匯率預(yù)期具有不斷“學(xué)習(xí)”，不斷修正的適應(yīng)性特征。因此接下來(lái)就對(duì)人民幣匯率預(yù)期是否具有適應(yīng)性特征進(jìn)行檢驗(yàn)。

(二)基于適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)的人民幣匯率預(yù)期

1. 模型構(gòu)建

適應(yīng)性預(yù)期形成是一個(gè)根據(jù)預(yù)期誤差不斷調(diào)整的過(guò)程，構(gòu)造基本的適應(yīng)性預(yù)期模型如下

Et(St+1)-Et(St)=γ[(St-Et-1(St))]

(3)

其中，Et(St+1)表示在t期對(duì)t+1期匯率的預(yù)期值，(St-Et-1(St))表示過(guò)去的預(yù)期誤差，即在t期的真實(shí)即期匯率與在t-1預(yù)期的t期即期匯率之間的偏差。匯率均采用直接標(biāo)價(jià)法。γ為適應(yīng)性預(yù)期系數(shù)，表明過(guò)去的預(yù)測(cè)誤差對(duì)當(dāng)前預(yù)測(cè)的影響。

假定開放經(jīng)濟(jì)下，兩國(guó)間貨幣的匯率由兩國(guó)資產(chǎn)的收益率來(lái)決定，投資者通過(guò)比較本國(guó)與外國(guó)資產(chǎn)的投資收益率決定投資策略，從而影響對(duì)本外幣資產(chǎn)的相對(duì)供給，進(jìn)而決定匯率水平。若投資者不進(jìn)行套期保值，而是在預(yù)期的匯率變動(dòng)率足夠補(bǔ)償風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，追求非抵補(bǔ)的利潤(rùn)，考慮此背景建立非抵補(bǔ)利率平價(jià)模型(UIP)

(4)

其中，表示Et(St+1)在t期對(duì)t+1期匯率的預(yù)期值，St為即期匯率，id,t表示本國(guó)利率，if,t為外國(guó)利率。

對(duì)式(4)兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，則可得

ln[Et(St+1)]-ln(St)=ln(1+id,t)-ln(1+if,t)

(5)

令ln(1+id,t)-ln(1+if,t)=δt，ln[Et(St+1)]=Et(St+1),ln(St)=St，則式(5)可轉(zhuǎn)化為

Et(st+1)-st=δt

(6)

Et(st+1)-st-1=δt-1

(7)

(6)式-(7)式可得：

Et(st+1)-Et-1(st)=st-st-1+δt-δt-1

(8)

根據(jù)式(1)，建立適應(yīng)性預(yù)期模型可得

Et(st+1)=Et-1(st)+γ[st-Et-1(st)]+μt

(9)

式(9)中μt為誤差項(xiàng)，包含了除st-Ei,t(st)以外的影響誤差的因素。

將式(6)、式(7)及式(8)代入式(9)可推導(dǎo)出

令y1=△st-δt-1，則

(10)

式(10)即為檢驗(yàn)人民幣匯率預(yù)期適應(yīng)性假設(shè)的理論模型。其中，適應(yīng)性系數(shù)γ應(yīng)滿足0≤γ≤1，這表明對(duì)預(yù)期調(diào)整幅度不會(huì)大于預(yù)期誤差。γ>0，意味著如果t期的即期匯率高于對(duì)t期匯率的預(yù)期值，即高估本幣幣值，則市場(chǎng)參與者將在對(duì)t+1期匯率進(jìn)行預(yù)期時(shí)，糾正上一期的高估，從而向上調(diào)整匯率預(yù)期，即預(yù)期本幣貶值；相反，如果t期的即期匯率低于對(duì)t期預(yù)期匯率，即低估本幣，則市場(chǎng)參與者對(duì)t+1期的預(yù)期就會(huì)自動(dòng)調(diào)低，即預(yù)期本幣升值。另外，γ越大，表明預(yù)期調(diào)整幅度也越大。因此，適應(yīng)性預(yù)期的形成就是一個(gè)不斷根據(jù)預(yù)期誤差糾偏的過(guò)

程。這一模型通過(guò)將非抵補(bǔ)利率平價(jià)引入適應(yīng)性預(yù)期，解決了預(yù)期變量的選擇問(wèn)題，將匯率預(yù)期問(wèn)題轉(zhuǎn)化為即期匯率與利差之間的關(guān)系，有利于進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

2. 實(shí)證檢驗(yàn)

在數(shù)據(jù)選取時(shí)，本文結(jié)合國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的SHIBOR從2007年1月起正式運(yùn)行的情況，選取2007年1月至2015年8月的日數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。在國(guó)內(nèi)基準(zhǔn)利率的選取上，本文參考馮宗憲等(2009)*馮宗憲，郭建偉，霍天翔.市場(chǎng)基準(zhǔn)利率Shibor的基準(zhǔn)性檢驗(yàn).西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2009(3)：24-30.對(duì)于SHIBOR指標(biāo)的選取方法，選擇上海銀行間同業(yè)拆借利率3個(gè)月期均值數(shù)據(jù)作為市場(chǎng)化利率。之所以選擇3個(gè)月的SHIBOR數(shù)據(jù)，一方面是因?yàn)槎唐赟HIBOR與其他市場(chǎng)基準(zhǔn)利率在期限結(jié)構(gòu)的完整性以及樣本獲取連續(xù)性上具有可比性，且流動(dòng)性高；另一方面原因在于3個(gè)月的SHIBOR要比其他期限SHIBOR品種更具有作為基準(zhǔn)利率的科學(xué)性。在國(guó)外基準(zhǔn)利率的選取上，則以倫敦銀行業(yè)同業(yè)拆借利率3個(gè)月期利率LIBOR作為代表。

首先進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，標(biāo)準(zhǔn)采用SIC準(zhǔn)則選擇滯后期。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

通過(guò)單位根檢驗(yàn)，得出了上述兩個(gè)變量均是一階單整的結(jié)論，即：yt-Ⅰ(1)、δt-Ⅰ(1)，符合協(xié)整檢驗(yàn)的要求。

下面進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，我們將采用EG檢驗(yàn)法來(lái)對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先，利用最小二乘估計(jì)法建立OLS回歸模型，輸出結(jié)果見(jiàn)表4，然后生成殘差序列E，對(duì)殘差序列E進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，見(jiàn)表5。經(jīng)檢驗(yàn)殘差序列E在各顯著水平上平穩(wěn)，因此根據(jù)EG檢驗(yàn)法，這說(shuō)明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，式(10)中的兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。從理論背景上看，Cagan(1956)提出適應(yīng)性預(yù)期假說(shuō)是源于簡(jiǎn)單預(yù)期假說(shuō)缺乏心理學(xué)支持，他認(rèn)為由于預(yù)期形成通常是分布滯后

表3　ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)類型中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，k表示所采用的滯后階數(shù)；*，**，***分別代表1%、5%和10%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)量臨界值。

表4　EG檢驗(yàn)法下回歸模型輸出結(jié)果

表5　E的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：檢驗(yàn)類型中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，k表示所采用的滯后階數(shù)；*，**，***分別代表1%、5%和10%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)量臨界值。

的，其系數(shù)隨實(shí)際已發(fā)生的經(jīng)濟(jì)變量滯后而指數(shù)下降，而且系數(shù)相加得 1。從統(tǒng)計(jì)角度看，通常對(duì)于季度以內(nèi)短期數(shù)據(jù)，通?？山⒁浑A自回歸分布滯后模型，從這兩個(gè)角度思考，為了更好對(duì)模型進(jìn)行解釋，建立一階自回歸分布滯后模型

yt=α0+α1yt-1+α2δt-1+vt

(11)

從而建立一階誤差修正模型

Δyt=α2Δδt-λ×ecmt-1+vt

ecmt-1=yt-1-φ0-φ1δt-1

(12)

將數(shù)據(jù)代入誤差修正模型，估計(jì)得到

Δy1=-3.825 176Δδt-0.806 205ECMt-1+vt

(-33.826 55)(-17.376 07)

D.W. =1.700 136F=542 610.3

于是可計(jì)算求得

這一實(shí)證結(jié)果表明適應(yīng)性系數(shù)γ滿足0≤γ≤1，從而驗(yàn)證了人民幣匯率預(yù)期的形成符合適應(yīng)性預(yù)期的假設(shè)。

五、結(jié)論與建議

本文以香港市場(chǎng)NDF匯率作為人民幣匯率預(yù)期的代理變量，對(duì)人民幣匯率預(yù)期是否理性進(jìn)行直接檢驗(yàn)，結(jié)果并不支持理性預(yù)期的假說(shuō)。在此基礎(chǔ)上，又提出了“人民幣匯率預(yù)期的形成符合適應(yīng)性預(yù)期特征”的假說(shuō)，并對(duì)這一假說(shuō)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)論表明：人民幣匯率預(yù)期具有“適應(yīng)性預(yù)期”特征，即市場(chǎng)參與者能基于過(guò)去匯率走勢(shì)的觀察，不斷根據(jù)上期預(yù)期值與實(shí)際值之間的誤差來(lái)修正對(duì)未來(lái)的預(yù)期，具有“向后看”學(xué)習(xí)反饋特征。正是由于人民幣匯率預(yù)期的適應(yīng)性特征，市場(chǎng)主體可以根據(jù)匯率變化調(diào)整自身前期錯(cuò)誤預(yù)期，因此能夠在長(zhǎng)期對(duì)人民幣匯率變動(dòng)做出合理指示。貨幣管理當(dāng)局則應(yīng)在理解人民幣匯率預(yù)期形成特征的基礎(chǔ)上，對(duì)其加以引導(dǎo)管理，避免人民幣匯率預(yù)期的異常變動(dòng)。為此，本文提出以下政策建議。

第一，加強(qiáng)外匯市場(chǎng)信息透明度。對(duì)于人民幣匯率預(yù)期有效性的檢驗(yàn)說(shuō)明市場(chǎng)參與者能夠有效地處理和利用外匯市場(chǎng)相關(guān)信息。但市場(chǎng)信息的不充分影響了預(yù)期的準(zhǔn)確性。同時(shí)，由于適應(yīng)性預(yù)期的特點(diǎn)，如果上期人民幣實(shí)際的升值(貶值)幅度超過(guò)預(yù)期，則會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化當(dāng)期的人民幣升值(貶值)預(yù)期。也就是說(shuō)，如果人民幣出現(xiàn)出乎意料的快速升值(貶值)，那么升值(貶值)預(yù)期將得到進(jìn)一步強(qiáng)化。如果外匯市場(chǎng)信息不充分，特別是匯率政策信息不充分，必然強(qiáng)化人民幣匯率的升值(貶值)慣性。因此，貨幣當(dāng)局應(yīng)通過(guò)多種方式向市場(chǎng)參與者釋放匯率政策信號(hào)，加強(qiáng)外匯市場(chǎng)信息披露。隨著貨幣當(dāng)局與市場(chǎng)參與者之間的溝通不斷加強(qiáng)，可以減少市場(chǎng)對(duì)匯率政策的認(rèn)知偏差，有助于市場(chǎng)參與者基于更充分信息形成合理預(yù)期，并以此作為進(jìn)行外匯交易的決策依據(jù)。

第二，進(jìn)一步推進(jìn)人民幣匯率市場(chǎng)化改革，提高人民幣匯率彈性。匯率預(yù)期符合理性預(yù)期是外匯市場(chǎng)有效性的特征之一，由于人民幣匯率尚未完全實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)化，匯率預(yù)期無(wú)法充分反映市場(chǎng)理性預(yù)期，只能盡可能基于過(guò)去預(yù)期偏差做出修正，這些都體現(xiàn)出適應(yīng)性預(yù)期特征。因此，應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制的市場(chǎng)化改革，提高人民幣匯率彈性，從而緩解匯率預(yù)期慣性，使匯率預(yù)期形成更為合理。

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責(zé)任編輯王麗英

Rational Expectation or Adaptive Expectation：The Research on the Formation Mechanism of RMB Exchange Rate Expectation

GUO Hong, ZHANG Ji-peng

(Department of Finance, School of Economics, Tianjin University of Finance and Economics, Tianjin 300222, China)

Expectation is one of the important forces that affect the exchange rate. In view of the formation mechanism of RMB exchange rate expectation, this paper makes an empirical test on the hypothesis of rational expectation and adaptive expectation. We test the rational expectation hypothesis directly, and find that the RMB exchange rate expectation is irrational with the consideration of unbiasedness and the effectiveness of the expectation. Then we established the adaptive expectation model based on uncovered interest rate parity to test whether the RMB exchange rate expectation is expected to have adaptive characteristics. Our research shows that the RMB exchange rate expectation has more significant adaptive expectations characteristics. In the formation of the RMB exchange rate expectation, it will be affected by the previous exchange rate's expected deviations.

rational expectation; adaptive expectation; uncovered interest rate parity

2015-11-03

天津市哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目(TJYY12-025)；天津財(cái)經(jīng)大學(xué)預(yù)研項(xiàng)目(Y1202)。

郭紅，女，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，博士，主要從事國(guó)際金融研究;張吉鵬，女，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士生，主要從事國(guó)際金融研究.

F830.92

A

1005-1007(2016)04-0035-9