李琳璐

摘要：本文通過構(gòu)建TGARCH-M模型以及CGARCH-M模型發(fā)現(xiàn)，由于外匯風險溢價的存在，我國非拋補利率平價條件失效。并且，TGARCH-M模型中的非對稱項系數(shù)表明，人民幣升值時匯率波動程度比人民幣貶值時大;CGARCH-M模型的波動成分表明我國外匯波動主要受經(jīng)濟基本面影響。

關(guān)鍵詞：非拋補利率? 風險溢價

一、引言

隨著國際金融市場的發(fā)展，金融工具通過增加發(fā)達國家和新興國家之間的資本流動性，國際間市場聯(lián)系更加緊密。因此對于所有國際投資者而言，資產(chǎn)平價尤為重要。非拋補利率平價（UCIP）模型是最重要的研究視角之一，UCIP常用于國際金融和宏觀經(jīng)濟分析工作，同時也是諸多匯率決定模型的關(guān)鍵假設(shè)。

UCIP意味著利率差異應該等于匯率變化。但實際上相對于高利率貨幣，低利率貨幣傾向于貶值。這與UCIP理論不一致，并且針對不同國家和時期的廣泛文獻都確認了這一現(xiàn)象。顏偉和羅揚依子（2010）運用中美相關(guān)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了利率平價不能解釋人民幣實際匯率變化和兩國利率差異之間的關(guān)系;胡再勇（2013）研究發(fā)現(xiàn)非拋補利率平價主要在發(fā)達經(jīng)濟體成立，而在新興經(jīng)濟體不成立。而外匯風險溢價是導致UIP失敗的最常見原因之一。因此本文旨在驗證我國UCIP條件的有效性，并分析其中的風險溢價表現(xiàn)。

二、理論分析

非拋補利率平價模型中，投資本國貨幣資產(chǎn)以及外國貨幣資產(chǎn)的一個無套利條件，可表示為：

其中，表示t時期利率期限k的國內(nèi)貨幣利率，表示相應的外國貨幣利率，S表示直接標價法下的t時期兩國貨幣間匯率，表示t時期預期匯率。對方程（1）兩邊取自然對數(shù)，假設(shè)投資者風險偏好中性并且具有理性預期，則可得到以下UCIP實證模型：

其中，是跨期為k的兩個時期的即期匯率取對數(shù)后的差值，是現(xiàn)在利率期限均為k的本國利率和外國利率之差。如果非拋補利率平價條件成立，則方程（4）中α=0，β=1（原假設(shè)）。并且期望方程中的隨機誤差項為白噪聲（服從高斯分布并且穩(wěn)定）。但是已有的大多實證研究表明，發(fā)達經(jīng)濟體中的匯率變化和利率變化呈負相關(guān)關(guān)系。因此需要結(jié)合我國外匯市場情況研究相應的非拋補利率平價條件是否成立有效。

對于非拋補利率平價條件失效的一個解釋便是存在時變風險溢價。根據(jù) Domowitz和 Hakkio（1985）以及Tai（1999）的研究，外匯風險溢價的實證模型可以表示為：

其中，是隨機誤差項標準差的條件成分。外匯風險溢價包括了常量成分（）以及時變成分（也就是條件標準差）。如果和都在統(tǒng)計上與0無顯著區(qū)別，則認為不存在風險溢價。如果但，則存在恒定的風險溢價。當且僅當γ≠0時才存在時變的外匯風險溢價。已有研究中意味著本國利率和外國利率之差越大，本國貨幣預期遠期升水并且風險溢價增大。投資者會因為持有高風險貨幣而要求更多的風險溢價補償并且預期高風險貨幣未來升值而不是貶值。持有高風險貨幣的投資者同時得到了高利率和遠期升值的補償。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)的選取與處理

本文選取2007年7月至2019年4月的即期美元與人民幣中間價（），采用算數(shù)平均法提取每月匯率的月度數(shù)據(jù)，并將其滯后一期作為1個月 后的屆時即期匯率（）;同時選取Shibor人民幣1月利率作為國內(nèi)利率以及Hibor美元1月利率作為國外利率，月度數(shù)據(jù)仍由每月利率日數(shù)據(jù)算數(shù)平均計算后得出。根據(jù)實證模型（3）構(gòu)造內(nèi)生變量和外生變量。經(jīng)ADF單位根檢驗，y和x兩個時間序列均為平穩(wěn)序列，可以直接構(gòu)建GARCH模型。變量的QQ-plott圖表明的分布不服從正態(tài)分布;同時其自相關(guān)和偏自相關(guān)檢驗結(jié)果表明應采用GARCH模型來描述的條件方差。并且，ARCH效應的LM檢驗結(jié)果表明原序列存在ARCH效應（1%的顯著性水平拒絕原假設(shè)）。

（二）TGARCH（1，1）-M模型建立

用于研究我國非拋補利率平價中風險溢價表現(xiàn)的TGARCH-M模型如下：

實證擬合最終得到TGARCH（1，1）-M模型如下：

各系數(shù)估計t檢驗的相伴概率p值均小于1%的顯著性水平，因而系數(shù)估計值均顯著。均值方程中，代表恒定風險溢價的常數(shù)項系數(shù)為0.000113，接近于0，需進一步進行Wald檢驗。而代表時變風險溢價的波動率項系數(shù)為-0.222784，表明時變風險溢價影響較大。利率差系數(shù)為-0.000043，有別于非拋補利率平價條件成立時系數(shù)為1的情形。方差方程中非對稱項系數(shù)為0.306553（為正），說明當，也就是人民幣升值時匯率波動更大。此外，從模型輸出結(jié)果看，TGARCH（1，1）-M模型得到的殘差通過了殘差自相關(guān)檢驗（在5%的顯著性水平下，不存在殘差自相關(guān)），同時也通過了ARCH-LM檢驗（相伴概率接近1，接受不存在ARCH效應的原假設(shè)）。

為了進一步驗證UCIP條件中風險溢價的存在，以及UCIP條件的有效性。提出如下Wald檢驗的原假設(shè)：。三類假設(shè)檢驗結(jié)果最終均拒絕原假設(shè)，說明均值方程中，常數(shù)項系數(shù)顯著不為0，存在恒定風險溢價;波動項系數(shù)顯著不為0，存在時變風險溢價;利率差系數(shù)顯著不為1，則表明我國非拋補利率平價條件失效。

（三）CGARCH-M模型

成分GARCH模型（CGARCH）由Engle和Lee（1999）提出，并且很多學者發(fā)現(xiàn)該模型是一更優(yōu)的波動率模型。他們擴展了GARCH模型來保證波動率在長期并非是固定不變的，同時將波動率分解成長期趨勢和短期偏離。CGARCH-M模型具體如下：

其中，是條件方差的的長期成分，反應了經(jīng)濟基本面變化的沖擊，并且以的速度收斂于長期波動率水平。因此該永久性成分描述了方差的長期持續(xù)性行為。表示短期波動成分，其受市場情緒影響因而波動程度更大。

實證擬合最終得到CGARCH（1，1）-M模型如下：

通過檢驗發(fā)現(xiàn)長期波動成分的自回歸系數(shù)大于短期波動成分系數(shù)之和，因此模型是穩(wěn)定的并且短期波動收斂的比長期快。系數(shù)估計t檢驗的相伴概率p值均小于1%的顯著性水平（除了長期波動方程中的常數(shù)項估計值為0且t值伴隨概率為0.993393，不顯著;以及利率差系數(shù)t統(tǒng)計量相伴概率為0.14475，在5%置信水平上顯著）。均值方程中，代表恒定風險溢價的波動率項系數(shù)為0.000272，接近于0，需要進一步進行Wald檢驗。而代表時變風險溢價的波動率項系數(shù)為-0.289052，表明時變風險溢價影響較大（結(jié)果與TGARCH（1，1）-M）模型結(jié)果接近）。

方差方程中，長期波動成分的自回歸系數(shù)估計值為0.997006，接近于1，表明長期波動向恒定水平收斂的速度較慢，長期波動持續(xù)時間較長。

此外，從模型輸出結(jié)果看，CGARCH（1，1）-M模型得到的殘差通過了殘差自相關(guān)檢驗（在5%的顯著性水平下，不存在殘差自相關(guān)），同時也通過了ARCH-LM檢驗（相伴概率接近1，接受不存在ARCH效應的原假設(shè)）。

與TGARCH（1，1）-M模型中情形相似，為進一步驗證UCIP條件中風險溢價的存在，以及UCIP條件的有效性，提出如下Wald檢驗原假設(shè)：。三類假設(shè)檢驗結(jié)果最終均拒絕原假設(shè)，說明均值方程中，常數(shù)項系數(shù)顯著不為0，存在恒定風險溢價;波動項系數(shù)顯著不為0，存在時變風險溢價;利率差系數(shù)顯著不為1，則表明我國非拋補利率平價條件失效。提取匯率波動長期和短期成分，可發(fā)現(xiàn)我國外匯波動中短期波動成分領(lǐng)先于長期波動成分，但短期波動成分較小，長期波動成分仍占主導。

四、結(jié)論與建議

本文通過構(gòu)造TGARCH（1，1）-M和CGARCH（1，1）-M模型分析我國外匯市場中非拋補利率平價條件的有效性。實驗發(fā)現(xiàn)，由于外匯風險溢價的存在（包括恒定風險溢價和時變風險溢價），UCIP條件在我國外匯市場呈現(xiàn)失效。其中，TGARCH（1，1）-M模型中非對稱項系數(shù)表明，人民幣升值時匯率波動程度比人民幣貶值時大。而CGARCH（1，1）-M的波動成分分析表明，我國外匯波動中長期波動成分占主導，說明我國外匯波動主要受經(jīng)濟基本面影響，而短期波動成分占比雖小，但領(lǐng)先于長期波動成分，并且于長期波動成分趨勢大致相同，一定程度表現(xiàn)出我國市場情緒方面的預期合理性。

結(jié)合本文實證結(jié)果，給出以下政策建議：央行在維持匯率穩(wěn)定時，相對于人民幣貶值，更應提高對人民幣升值時期對匯率波動的關(guān)注度;經(jīng)濟基本面的穩(wěn)定主導了匯率的波動，因此匯率維穩(wěn)根本上還需穩(wěn)定經(jīng)濟增長，同時應當繼續(xù)引導市場合理逾期。

參考文獻：

[1]Domowitz，I.，& Hakkio，C.S..（1985）.Conditional variance and the risk premium in the foreign exchange market.Journal of International Economics，19（1-2），0-66.

[2]Engle，Robert & Lee，Gary.（1999）.A Long-Run and Short-Run Component Model of Stock Return Volatility.

[3]Tai C S .Time-varying risk premia in foreign exchange and equity markets： evidence from Asia–Pacific countries[J].Journal of Multinational Financial Management，1999，9（3-4）：291-316.

[4]胡再勇.非拋補利率平價之謎——基于發(fā)達經(jīng)濟體與新興經(jīng)濟體的實證檢驗[J].當代財經(jīng)，2013（2）：47-57.

[5]顏偉，羅楊依子.利率平價的實證分析：基于中美兩國數(shù)據(jù)[J].統(tǒng)計與決策，2010（15）：127-129.

（作者單位：東南大學經(jīng)濟管理學院）