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(fēng)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(jì)基本面影響。

關(guān)鍵詞：非拋補利率? 風(fēng)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(dá)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(jì)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(yīng)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(xiàn)都確認(rèn)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(dá)經(jīng)濟(jì)體成立，而在新興經(jīng)濟(jì)體不成立。而外匯風(fēng)險溢價是導(dǎo)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(fēng)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(yīng)的外國貨幣利率，S表示直接標(biāo)價法下的t時期兩國貨幣間匯率，表示t時期預(yù)期匯率。對方程（1）兩邊取自然對數(shù)，假設(shè)投資者風(fēng)險偏好中性并且具有理性預(yù)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(jī)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(dá)經(jīng)濟(jì)體中的匯率變化和利率變化呈負(fù)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(yīng)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(fēng)險溢價。根據(jù) Domowitz和 Hakkio（1985）以及Tai（1999）的研究，外匯風(fēng)險溢價的實證模型可以表示為：

其中，是隨機(jī)誤差項標(biāo)準(zhǔn)差的條件成分。外匯風(fēng)險溢價包括了常量成分（）以及時變成分（也就是條件標(biāo)準(zhǔn)差）。如果和都在統(tǒng)計上與0無顯著區(qū)別，則認(rèn)為不存在風(fēng)險溢價。如果但，則存在恒定的風(fēng)險溢價。當(dāng)且僅當(dāng)γ≠0時才存在時變的外匯風(fēng)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(yù)期遠(yuǎn)期升水并且風(fēng)險溢價增大。投資者會因為持有高風(fēng)險貨幣而要求更多的風(fēng)險溢價補償并且預(yù)期高風(fēng)險貨幣未來升值而不是貶值。持有高風(fēng)險貨幣的投資者同時得到了高利率和遠(yuǎn)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(yīng)采用GARCH模型來描述的條件方差。并且，ARCH效應(yīng)的LM檢驗結(jié)果表明原序列存在ARCH效應(yīng)（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(fēng)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(fēng)險溢價的常數(shù)項系數(shù)為0.000113，接近于0，需進(jìn)一步進(jìn)行Wald檢驗。而代表時變風(fēng)險溢價的波動率項系數(shù)為-0.222784，表明時變風(fēng)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(dāng)，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(yīng)的原假設(shè)）。

為了進(jìn)一步驗證UCIP條件中風(fēng)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(fēng)險溢價;波動項系數(shù)顯著不為0，存在時變風(fēng)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(xué)者發(fā)現(xiàn)該模型是一更優(yōu)的波動率模型。他們擴(kuò)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(yīng)了經(jīng)濟(jì)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(fēng)險溢價的波動率項系數(shù)為0.000272，接近于0，需要進(jìn)一步進(jìn)行Wald檢驗。而代表時變風(fēng)險溢價的波動率項系數(shù)為-0.289052，表明時變風(fēng)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(yīng)的原假設(shè)）。

與TGARCH（1，1）-M模型中情形相似，為進(jìn)一步驗證UCIP條件中風(fēng)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(fēng)險溢價;波動項系數(shù)顯著不為0，存在時變風(fēng)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(dǎo)。

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(fēng)險溢價的存在（包括恒定風(fēng)險溢價和時變風(fēng)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(dǎo)，說明我國外匯波動主要受經(jīng)濟(jì)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(yù)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(yīng)提高對人民幣升值時期對匯率波動的關(guān)注度;經(jīng)濟(jì)基本面的穩(wěn)定主導(dǎo)了匯率的波動，因此匯率維穩(wěn)根本上還需穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長，同時應(yīng)當(dāng)繼續(xù)引導(dǎo)市場合理逾期。

參考文獻(xiàn)：

[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.

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[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(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院）