梁宇飛

【摘 要】 2015年8月11日，中國(guó)央行宣布調(diào)整人民幣對(duì)美元匯率中間報(bào)價(jià)機(jī)制，做市商參考上日銀行間外匯市場(chǎng)收盤匯率，向中國(guó)外匯交易中心提供中間價(jià)報(bào)價(jià)。這一調(diào)整使得人民幣兌美元匯率中間價(jià)機(jī)制進(jìn)一步市場(chǎng)化，更加真實(shí)地反映了當(dāng)期外匯市場(chǎng)的供求關(guān)系。本文通過(guò)以離岸人民幣匯率基于GARCH族模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)（1）811匯改后人民幣匯率日收益率更接近于正態(tài)分布。（2）811匯改后人民幣匯率日收益率波動(dòng)幅度更大，并且出現(xiàn)匯改前沒(méi)有的ARCH效應(yīng)，即波動(dòng)的集聚與持續(xù)。（3）811匯改前人民幣匯率日收益率不存在自回歸效應(yīng)，但匯改后出現(xiàn)了二階的自回歸。（4）811匯改后的人民幣匯率日收益率序列可以進(jìn)行GARCH族模型進(jìn)行擬合。

【關(guān)鍵詞】 “8.11匯改” 離岸人民幣匯率 匯率日收益率 波動(dòng)

一、引 言

“8.11匯改”以來(lái)人民幣加快了邁向市場(chǎng)化的步伐，同時(shí)人民幣匯率也不同以往的相對(duì)穩(wěn)定，其波動(dòng)呈現(xiàn)出了新的特點(diǎn)。自2015年8月11日以來(lái)，人民幣匯率先后主要經(jīng)歷了單邊震蕩貶值、雙向波動(dòng)加劇、震蕩回升等幾個(gè)明顯的階段。本文以匯改前后各三年的人民幣對(duì)美元離岸匯率作為研究對(duì)象，通過(guò)分析其波動(dòng)特點(diǎn)并進(jìn)行對(duì)比，檢驗(yàn)“8.11匯改”的成果并討論其背后成因，能夠強(qiáng)化對(duì)“8.11匯改”的解讀并助力日后相關(guān)的理論支撐。

二、實(shí)證部分

（一）研究方法

GARCH模型是通過(guò)在條件方差方程里加入條件方差的滯后項(xiàng)，從而能夠更好刻畫(huà)波動(dòng)的持續(xù)性，實(shí)現(xiàn)收益率的長(zhǎng)記憶過(guò)程。GARCH（q，p）模型的一般表達(dá)式為：

其中，rt為收益率序列，μ為收益的無(wú)條件期望值，εt為殘差，σt2為條件方差，vt為獨(dú)立同分布的隨機(jī)變量，vt與σt相互獨(dú)立，ω是常數(shù)項(xiàng)，α為滯后期參數(shù)，β為方差的參數(shù)。一般而言，價(jià)格上漲和下跌的幅度相同，引起的波動(dòng)幅度卻不同，GARCH不能刻畫(huà)這種收益率條件方差波動(dòng)的非對(duì)稱性。

EGARCH模型的條件方差為：

若存在ω<0，則說(shuō)明模型存在非對(duì)稱效應(yīng)，即壞消息對(duì)模型會(huì)產(chǎn)生更大的沖擊使之產(chǎn)生更為劇烈的波動(dòng)。若ω=0，則說(shuō)明消息對(duì)魔性的沖擊是對(duì)稱的。

（二）實(shí)證檢驗(yàn)

1、數(shù)據(jù)選取

為了體現(xiàn)匯率波動(dòng)因素盡可能地來(lái)自市場(chǎng)，本文選擇了人民幣對(duì)美元離岸匯率作為研究對(duì)象記為CNY，對(duì)象選擇區(qū)間為2012年4月30日至2018年5月十一日的當(dāng)日以間接標(biāo)價(jià)法表示的離岸匯率收盤價(jià)格。在數(shù)據(jù)處理上計(jì)算出離岸人民幣的對(duì)數(shù)收益率即

從LNCNY的趨勢(shì)圖中可以清楚觀察到在“8.11匯改”前后人民幣離岸匯率的收益波動(dòng)幅度明顯不同，相較而言匯改之后波動(dòng)幅度更大，圖中初步分析人民幣離岸匯率日收益率的波動(dòng)具有時(shí)變性、突發(fā)性和聚集性。并且可以清晰地判斷出其具有波動(dòng)聚集效應(yīng)，很有可能符合ARCH模型。

2、描述性統(tǒng)計(jì)

人民幣幣值在離岸市場(chǎng)上對(duì)美元在8·11匯率改革前后發(fā)生了極大的變化。匯率改革后的波動(dòng)率明顯增大，其標(biāo)準(zhǔn)差由0.996347擴(kuò)大為0.002755，增幅近一倍，說(shuō)明匯改后人民幣匯率的變化更加活躍、富有隨機(jī)性。JarqueBera檢驗(yàn)是用來(lái)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否服從正態(tài)分布，其結(jié)果更能說(shuō)明其中的問(wèn)題。人民幣匯率日收益率在匯改后的J-B統(tǒng)計(jì)量下降，表明其正態(tài)性較之往前有所提高，這反應(yīng)了匯改之后人民幣朝市場(chǎng)化方向的改革是有成效的。

3、平穩(wěn)性檢驗(yàn)和模型定階

對(duì)人民幣匯率日收益率序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，含常數(shù)項(xiàng)，不含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，計(jì)算得到ADF統(tǒng)計(jì)量為-20.88764，顯著小于1%臨界值；-3.437938匯改前匯改后ADF統(tǒng)計(jì)量為-26.11625，顯著小于1%臨界值-3.433504，故拒絕存在單位根的零假設(shè)，表明人民幣匯率日收益率序列是平穩(wěn)的。對(duì)人民幣匯率日收益率進(jìn)行自回歸檢驗(yàn)，表明在滯后5階開(kāi)始P值拒絕原假設(shè)，即從此是人民幣匯率日收益率存在自相關(guān)。

由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出在匯改后在滯后二階時(shí)Q統(tǒng)計(jì)量就足夠大且在第二階的對(duì)應(yīng)概率為4.5%，即在5%的置信度下可以認(rèn)為人民匯率日收益率存在二階的自回歸。但匯改前的Q統(tǒng)計(jì)量很小且其對(duì)應(yīng)概率均在35%以上，即并沒(méi)有顯著的自回歸效應(yīng)，這可能是由于匯改前匯率的決定因素仍是由政府強(qiáng)力操控造成的，此處為進(jìn)行回歸，借鑒普遍的做法進(jìn)行一階自回歸。

在以上條件下分別建立自回歸模型進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)。對(duì)于匯改前，ARCH檢驗(yàn)時(shí)，綜合AIC、SC、HQ和相應(yīng)滯后階數(shù)P值，取滯后四階的ARCH-LM檢驗(yàn)。F統(tǒng)計(jì)量和LM統(tǒng)計(jì)量分別為0.028209和0.113502，它們的伴隨概率P值均為0.9985，表明該序列不存在ARCH效應(yīng)。對(duì)于匯改后，ARCH檢驗(yàn)時(shí)，綜合AIC、SC、HQ和相應(yīng)滯后階數(shù)P值，取滯后四階的ARCH-LM檢驗(yàn)。F統(tǒng)計(jì)量和LM統(tǒng)計(jì)量分別為6.982909和27.05772，它們的伴隨概率P值均為0，表明該序列存在顯著的ARCH效應(yīng)，可以進(jìn)一步進(jìn)行GARCH族模型的建模和檢驗(yàn)。

匯改前后人民幣匯率日收益率的ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)有如此大的差別，也進(jìn)一步說(shuō)明了匯改對(duì)于人民幣市場(chǎng)化的巨大影響。ARCH效應(yīng)反映了收益率波動(dòng)的記憶性，描述波動(dòng)的集群性的特性。該特性形成的原因正是由于市場(chǎng)對(duì)于前一段收益率波動(dòng)的表現(xiàn)進(jìn)行消化后對(duì)本期乃至下一階段波動(dòng)的產(chǎn)生影響，這是一個(gè)相對(duì)自由的交易市場(chǎng)才能做得到的，而811匯改正是產(chǎn)生這種ARCH效應(yīng)變化的直接原因。

4、GARCH模型參數(shù)效應(yīng)

由于匯改前的人民幣匯率日收益率不存在ARCH效應(yīng)，故不能進(jìn)行下一步的GARCH模型設(shè)立。此處對(duì)匯改后的人民幣匯率日收益率在GAUSSIAN分布、t分布和GED分布假設(shè)下利用Garch（1，1）和EGARCH（1，1）模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

以上模型中，α均大于零，反映外部沖擊會(huì)加劇匯率的波動(dòng)，價(jià)格波動(dòng)具有叢集性，在所有EGARCH模型中α值均大于0.2，表明人民幣匯率的價(jià)格波動(dòng)很劇烈；β小于1，表示匯率波動(dòng)具有一定的記憶性，即匯率波動(dòng)具有相當(dāng)?shù)某掷m(xù)性；除去EGARCH（1，1）-t、EGARCH（1，1）-GED模型外衰減系數(shù)α+β均小于1，滿足參數(shù)的約束條件，依照模型的原設(shè)定α+β應(yīng)當(dāng)小于1，這樣可以保證波動(dòng)率的平穩(wěn)性，ARCH項(xiàng)系數(shù)反映外部沖擊對(duì)匯率日收益率波動(dòng)的影響，其值較大，反映外部沖擊會(huì)較大幅度加劇系統(tǒng)的波動(dòng)性；GARCH項(xiàng)系數(shù)較小反映了波動(dòng)的短記憶性，兩系數(shù)之和較經(jīng)驗(yàn)水平而言屬于比較小的，則反映了波動(dòng)的持續(xù)性較弱，不需要有較長(zhǎng)時(shí)間進(jìn)行調(diào)整。非對(duì)稱模型除去EGARCH（1，1）-t的非對(duì)稱項(xiàng)的系數(shù)均顯著，結(jié)果為ω<0，說(shuō)明人民幣匯率日收益率的條件異方差的存在非對(duì)稱效應(yīng)，即從一般意義上來(lái)講，金融市場(chǎng)對(duì)壞消息反應(yīng)的激烈程度要大于好消息反應(yīng)的激烈程度，該結(jié)果表明匯改后的人民幣匯率市場(chǎng)亦是如此。并綜合各種判斷因素，EGARCH（1，1）-GAUSSIAN模型的擬合效果最好。

經(jīng)過(guò)以上實(shí)證檢驗(yàn)，可知：（1）811匯改后人民幣匯率日收益率更接近于正態(tài)分布。（2）811匯改后人民幣匯率日收益率波動(dòng)幅度更大，并且出現(xiàn)匯改前沒(méi)有的ARCH效應(yīng)，即波動(dòng)的集聚與持續(xù)。（3）811匯改前人民幣匯率日收益率不存在自回歸效應(yīng)，但匯改后出現(xiàn)了二階的自回歸。（4）811匯改后的人民幣匯率日收益率序列可以進(jìn)行GARCH族模型進(jìn)行擬合，且EGARCH（1，1）-GAUSSIAN模型的擬合效果最好。

三、主要結(jié)論及原因分析

“8.11匯改”的成果是比較明顯的，就結(jié)果看來(lái)它使得人民幣匯率的波動(dòng)幅度加劇且表現(xiàn)的更接近正態(tài)分布。其原因是在8·11匯率改革之前，人民幣匯率形成機(jī)制僅把美元作為定價(jià)參考標(biāo)準(zhǔn)。匯率改革之后，人民幣將一籃子貨幣作為定價(jià)參考基準(zhǔn)，美元失去了之前唯一“錨”的地位，因此，人民幣對(duì)美元的波動(dòng)幅度明顯增大；匯率改革之后，人民幣的市場(chǎng)化程度進(jìn)一步提高，人民幣與其他貨幣交換的市場(chǎng)化行為較之前更加活躍。

除此之外，“8.11匯改”后人民幣匯率的波動(dòng)形式也更加符合金融市場(chǎng)的一般規(guī)律，出現(xiàn)了波動(dòng)聚集效應(yīng)和反向非對(duì)稱效應(yīng)，均是人民幣匯率更加市場(chǎng)化、成熟化的表現(xiàn)。其原因是中國(guó)貨幣、外匯當(dāng)局對(duì)外匯進(jìn)出口的管理進(jìn)一步放松，外匯交易對(duì)有效信息的反饋速度更快。因?yàn)橥鈪R進(jìn)出境的限制有所減少，人民幣匯率的彈性也較之前更大，這都為市場(chǎng)提供了外部支持和信心。

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