■龐 川，楊 光

一、引言與文獻(xiàn)綜述

自20世紀(jì)70年代布雷頓森林體系崩潰后，匯率波動的頻率和幅度加劇，呈現(xiàn)出同資產(chǎn)價格變化相似的特點，傳統(tǒng)宏觀匯率決定理論已很難解釋這一現(xiàn)象。匯率決定的資產(chǎn)市場說出現(xiàn)后，人們開始關(guān)注預(yù)期在外匯市場中起到的重要作用。最早的預(yù)期理論是理性預(yù)期假設(shè)，由Muth于1960年提出，他認(rèn)為理性人在對某個經(jīng)濟變量做估計時，會充分利用現(xiàn)有的有效信息。然而，現(xiàn)實世界中信息獲取費用的差異必然會導(dǎo)致信息不對稱，進(jìn)而使不同信息主體產(chǎn)生不同的預(yù)期。此后，學(xué)者們又先后提出了外推型匯率預(yù)期、適應(yīng)性匯率預(yù)期、回歸型匯率預(yù)期和混合模型。上述分析方法都隱含了一個假設(shè)前提，即：外匯市場參與者擁有相同的公共信息，且對這些信息的理解無差異，也就是具有相同的預(yù)期。這一隱含的假設(shè)引起了廣大學(xué)者的質(zhì)疑，Ito（1990）的分析發(fā)現(xiàn)，市場主體的預(yù)期具有明顯的差異。Benassy et al.（2003）分別利用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)模型對四種不同匯率預(yù)期模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)四種不同匯率預(yù)期模型會被不同市場參與者在匯率預(yù)測過程中所采用，即使采用同一預(yù)期模型的市場參與者，也會對信息集賦予不同的權(quán)重。這表明市場參與者不僅在信息獲取上不對稱，對同一信息也持有不同理念。Derger&Stdatmnan（2008）在上述研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考察了引起匯率預(yù)期異質(zhì)性的信息來源。他們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟基本面預(yù)期差異是匯率預(yù)期差異的一個重要原因，同時指出這無法解釋參與者匯率預(yù)期差異的原因，市場參與者的匯率預(yù)期異質(zhì)性是由多種原因共同構(gòu)成。

跨境資本流動的驅(qū)動因素一直都是國際資本市場研究的熱點之一。早期關(guān)于跨境資本流動驅(qū)動因素的研究主要集中于利率、匯率、經(jīng)濟增長率和資產(chǎn)收益率以及制度因素和結(jié)構(gòu)性等因素上。隨著研究不斷深入，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)匯率預(yù)期在影響短期跨境資本流動因素中扮演著越來越重要的角色。陳浪南和陳云（2009）通過建立ARDL—ECM模型，將匯率預(yù)期作為影響因素，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率預(yù)期對我國短期資本流動具有長期顯著影響。田濤（2016）研究發(fā)現(xiàn)在2005年及2010年匯改后短期國際資本流動與人民幣匯率預(yù)期變動率的相關(guān)關(guān)系顯著性增強。朱孟楠等（2017）發(fā)現(xiàn)匯率預(yù)期會通過跨境資本流動影響房價，具體為人民幣匯率預(yù)期升值會促使跨境資本流入，而流入的資本對房價的影響卻與匯率預(yù)期的波動強度有關(guān)。戴淑庚和余博（2019）基于半?yún)?shù)平滑系數(shù)模型從市場參與者獲取匯差、利差的動機角度分析發(fā)現(xiàn)，人民幣預(yù)期貶值會負(fù)向影響短期資本流動，特別是從2012年開始，人民幣預(yù)期貶值的影響大幅提升。

上述研究從不同角度證實了匯率預(yù)期對跨境資本流動具有顯著的作用，但都并沒有脫離傳統(tǒng)理性預(yù)期的分析框架，特別是沒有從市場參與者在不確定性狀態(tài)下，預(yù)期變化引起的風(fēng)險偏好轉(zhuǎn)變對跨境資本流動動態(tài)影響的角度去探討。本文從微觀個體行為以及產(chǎn)生這種行為的心理動因研究匯率預(yù)期形成機制，再分析該機制下預(yù)期對跨境資本流動的影響。

二、匯率預(yù)期對跨境資本流動影響的模型推導(dǎo)

考慮在外匯交易市場上，St為t時期的人民幣即期匯率，St+1-St為在t期投資的收益率，假設(shè)其分布函數(shù)為離散的，即：

市場參與者偏好包含以下三個組成部分：

第一，以預(yù)期價值最大化為目標(biāo)。與效用理論不同的是，預(yù)期價值最大化認(rèn)為人們在評判效用時，關(guān)注的不是財富最終量，而是財富的相對變化量，價值效用取決于財富值和參考點的差值，即所謂參照依賴。在選擇參照點時，從時間維度上看具有即時效應(yīng)（immediacy effect），決策者偏好將近期事件作為參照點。從交易層面來說，大部分市場參與者對投資風(fēng)險收益特征所形成的印象來源于近期的收益時間序列，更重要的是，市場參與者潛意識總是覺得過去的收益特征可以在未來進(jìn)行外推應(yīng)用。因此，本文假設(shè)市場參與者的參考點為人民幣即期匯率，當(dāng)市場參與者的收益大于0時，投資給市場參與者帶來正效用；當(dāng)市場參與者的收益小于0時，投資給市場參與者帶來負(fù)效用。第二，u+和u-分別表示投資收益的正、負(fù)效用函數(shù)。第三，在投資參考點上的概率權(quán)重函數(shù)分別為ω+和ω-，定義為市場參與者對投資收益的累計正值和負(fù)值的扭曲。

累計分布假定：

1.投資收益滿足0＜Pr（St+1-St＞0）＜1。

2.市場參與者是損失規(guī)避的，投資收益的效用函數(shù)為對收益內(nèi)凹，對損失外凸，損失時的斜率比收益時的更加陡峭。

3.權(quán)重函數(shù)ω+和ω-不是單一的事件來計算分布函數(shù)，即每個結(jié)果x不是以它發(fā)生的概率進(jìn)行加權(quán)，而是以優(yōu)于或等于x的結(jié)果的累計概率和次于或等于x的結(jié)果的累計概率進(jìn)行加權(quán)；ω+和ω-滿足：在[0，1]單增，且ω±（0）=0，ω±（1）=1。

4.設(shè)e為收益率，其中e1＞e2＞…＞em≥0＞em+1＞…＞en，m為收益率取值為正負(fù)的分界點。

離散形式的價值函數(shù)為：

其中，m（θ）為滿足em（θ）≥0＞em（θ）+1的正整數(shù)（如果不存在m（θ）使得此式成立，則令m（θ）=n）。

本文采用Kahneman&Tversky（1992）提出的冪函數(shù)作為價值函數(shù)：

其中，0＜β＜α＜1，分別用來衡量收益和損失的價值函數(shù)的曲率，γ是損失厭惡系數(shù)，越大代表市場參與者的損失厭惡越明顯。

其中，基于Kahneman&Tversky（1992）的心理實驗，選取該實驗結(jié)果所對應(yīng)的扭曲程度來模擬市場參與者心理權(quán)重分布。具體公式為：

看各參數(shù)對需求的具體影響：

1.當(dāng)市場參與者情緒樂觀時，其未來收益預(yù)期的分布會發(fā)生改變，變化主要體現(xiàn)在：一是整體均值右偏，即（1）式中m（θ）增加，情緒極度樂觀時m（θ）=n，即市場參與者預(yù)期未來收益只會上升不會下跌，因此會不斷買入資產(chǎn)，反之則下跌。這與傳統(tǒng)理性預(yù)期一致。

2.概率配權(quán)過程中，決策權(quán)重的大小取決于人們的擔(dān)憂程度，這被稱為“可能性效應(yīng)”。根據(jù)Abdellaoui（2000）實驗結(jié)果，對（2）式參數(shù)賦值γ=0.61，δ=0.69，做圖1：

圖1 概率估算函數(shù)

當(dāng)重大金融事件發(fā)生時，人們的情緒受到影響，特別是當(dāng)恐慌情緒或極度樂觀情緒主導(dǎo)時，人們往往會對小概率極端事件賦予較大權(quán)重。在這種情況下，重大金融事件發(fā)生時，即使基本面沒有發(fā)生顯著變化，市場參與者也會高估事件對未來的影響。

3.α、β代表收益和損失的邊際敏感度。相對于財富的增加，市場參與者對于同等程度的財富減少更為敏感，即β＞α。同時，γ損失厭惡系數(shù)使得市場參與者面對損失時容易產(chǎn)生恐慌心理，放大損失預(yù)期的影響。由此可知，因預(yù)期本幣升值所導(dǎo)致買入量遠(yuǎn)低于同等程度本幣貶值預(yù)期所導(dǎo)致的本幣賣出量，即在升值期和貶值期，匯率預(yù)期對本幣持有量的影響呈現(xiàn)非對稱性。

4.根據(jù)前景理論，由于損失厭惡的存在，大多數(shù)人在面臨獲利的時候是風(fēng)險規(guī)避的，即在確定的收益和“賭一把”之間，人們總是傾向于確定的收益這被稱為“確定性效用”；而在面對未來大概率損失和“賭一把”之間，人們又是風(fēng)險偏好的，會選擇“賭一把”，這被稱為“反射效應(yīng)”。Thaler&Johnson（1990）通過研究二階段框架下被試選擇風(fēng)險選項發(fā)現(xiàn)，與前景理論相反，由于“私房錢效應(yīng)”，先前獲益的二階段框架下決策者風(fēng)險偏好更高，即所謂“追漲”。而在面臨損失時，除非未來預(yù)期收益大概率能挽回先前損失，否則人們將是風(fēng)險規(guī)避的。而本文的理論推導(dǎo)結(jié)論與Thaler&Johnson（1990）一致。

三、風(fēng)險偏好檢驗

（一）模型的檢驗

近些年來，隨機占優(yōu)準(zhǔn)則是衡量市場參與者投資決策普遍認(rèn)可的準(zhǔn)則。通過運用二階隨機占優(yōu)理論，不需要對投資者需要規(guī)避的風(fēng)險因子以及風(fēng)險資產(chǎn)收益的分布做太多假設(shè)，就可以對風(fēng)險資產(chǎn)進(jìn)行排序并且評價結(jié)果對所有的理性投資者都是適用的。他可以很好地驗證市場參與者的投資決策特征。

假設(shè)F（x）和G（x）分別是兩個不同資產(chǎn)的累積概率分布，x為不確定的收益，U表示效用函數(shù)。若F（x）＜G（x），則認(rèn)為F占優(yōu)G，因為在任何條件下，F(xiàn)資產(chǎn)收益大于x的累積概率均大于G資產(chǎn)。

對于風(fēng)險厭惡者（即滿足U（x）′＞0，U（x）″＜0）來說，若F占優(yōu)G，則二階隨機占優(yōu)為：

本文主要按照Davidson&Duclos（2000）提出的隨機占優(yōu)改進(jìn)方法（以下簡稱DD方法）對外匯市場是否符合前景理論開展實證檢驗。具體步驟如下：

風(fēng)險資產(chǎn)收益rji同理。

一階隨機占優(yōu)主要針對目標(biāo)效用最大化且永遠(yuǎn)不知滿足的投資者；二階隨機占優(yōu)針對永不滿足且風(fēng)險厭惡的投資；根據(jù)前文的理論假設(shè)，本文主要通過二階隨機占優(yōu)檢驗。假設(shè)提出如下：

如果H0成立則表明風(fēng)險資產(chǎn)占優(yōu)，此時市場參與者風(fēng)險偏好增大，損失厭惡系數(shù)γ變小，損失的邊際敏感度β也降低，收益的邊際敏感度α增加。若H1成立則表明相對于風(fēng)險資產(chǎn)，無風(fēng)險資產(chǎn)占優(yōu)，這表明此時市場參與者損失厭惡系數(shù)γ增大，損失的邊際敏感度β也增大。構(gòu)造統(tǒng)計變量如下：

Davidson&Duclos（2000）已經(jīng)證明Ts（x）漸進(jìn)服從studentized最大模分布（SMM分布）。當(dāng)Ts（x）顯著為正，則表示市場參與者風(fēng)險偏好增加，傾向買入風(fēng)險資產(chǎn)。

（二）實證檢驗

為深入探究我國外匯市場市場參與者的決策偏好特征，采用DD隨機占優(yōu)方法，選擇人民幣兌美元匯率作為風(fēng)險資產(chǎn)，三年期存款利率作為無風(fēng)險資產(chǎn)。同時，結(jié)合前面的理論模型分析，將實證檢驗分為樣本期、人民幣匯率上漲期和人民幣匯率下跌期。2006年1月—2008年12月，人民幣兌美元匯率主要處于單邊升值階段。2015年4月—2017年3月，當(dāng)時國內(nèi)經(jīng)濟正處于三期疊加，再加上“8·11”匯改后，境外一些投機力量渲染中國經(jīng)濟悲觀前景，通過加杠桿增持人民幣空倉，共同造成人民幣貶值走勢。2018年8月—2019年5月，受中美貿(mào)易摩擦沖擊人民幣快速貶值。本文將上述三期分別代表人民幣匯率上漲階段和下跌階段期間進(jìn)行實證檢驗。

表1 二階隨機占優(yōu)DD統(tǒng)計量

從表1的二階隨機占優(yōu)進(jìn)行分析，不難發(fā)現(xiàn)在整個樣本期間的DD統(tǒng)計量都顯著為負(fù)，表明總體上看市場參與者是風(fēng)險厭惡的。分區(qū)段看，在人民幣匯率上漲期，DD統(tǒng)計量顯著為正，這表明受樂觀預(yù)期影響市場參與者風(fēng)險偏好增加，買入本幣資產(chǎn)是占優(yōu)策略。而在兩個下跌區(qū)段，DD統(tǒng)計量均顯著為負(fù)。這表明面對損失時，市場參與者表現(xiàn)為風(fēng)險厭惡。實證結(jié)果表明我國外匯市場參與者風(fēng)險偏好與理論模型分析一致。

四、實證研究

（一）模型框架

為驗證外匯市場預(yù)期對跨境資本流動的影響，根據(jù)匯率形成機制及現(xiàn)有研究文獻(xiàn)，設(shè)定短期跨境資本流動的影響因素主要包括匯率預(yù)期、利差情況、產(chǎn)出、美國貨幣政策環(huán)境和央行外匯干預(yù)，并據(jù)此建立實證模型的基本框架：

其中，下標(biāo)t表示時間，cf表示跨境資本流動情況，e表示匯率預(yù)期，rate表示利差情況，gdp表示產(chǎn)出，us表示美國貨幣政策，int表示央行外匯干預(yù)。

選取如下主要指標(biāo)：

衡量跨境資本流動的指標(biāo)（Y）。本文將銀行結(jié)售匯差額作為度量資本流動的指標(biāo)。

市場參與者匯率預(yù)期（X1）。本文假定外匯市場參與者在選擇參照點時存在“即時效應(yīng)”，參照點為即期匯率。X1采用1年期與參照點當(dāng)期匯率差值表示。

美聯(lián)儲貨幣政策變化（X2）。本文采用美國圣路易斯金融壓力指數(shù)變化來反映，該指數(shù)能很好地衡量美聯(lián)儲貨幣政策變化導(dǎo)致的美元融資條件變化。金融壓力指數(shù)變化采用當(dāng)期壓力指數(shù)減去上一期指數(shù)。

中美利差變化（X3）。鑒于銀行間同業(yè)拆借市場交易日趨頻繁，規(guī)模日益擴大，能反映信貸市場資金豐?；蚨倘钡娘L(fēng)向，因而選擇隔夜拆借利率指標(biāo)作為本國利率的替代指標(biāo)，國外利率用美國聯(lián)邦基金利率，國內(nèi)外利差采用銀行間隔夜拆借利率與聯(lián)邦基金利率之差表示，國內(nèi)外利差變化采用當(dāng)期利差減去上一期。

國內(nèi)經(jīng)濟增長情況（X4）。由于數(shù)據(jù)頻率限制和我國經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，本文采用工業(yè)增加值增速來衡量經(jīng)濟增長情況。

外匯干預(yù)（X5）。由于央行并未公布外匯市場干預(yù)具體數(shù)據(jù)，因此采用測算方法，測算方式為外匯儲備變動減去境外投資收益①一般而言，央行外匯干預(yù)是外匯儲備余額變動的主導(dǎo)因素，央行外匯儲備余額變動量被較多學(xué)者用來衡量央行外匯干預(yù)。，其中境外投資收益等于我國持有的美國國債乘以美國聯(lián)邦基金利率。

本文所選樣本數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫，樣本數(shù)據(jù)期限為2006年1年月—2019年5月。所有數(shù)據(jù)樣本的頻率均為月度值。部分缺失的數(shù)據(jù)（主要為個別利率數(shù)據(jù)）采用三期移動平均進(jìn)行填補。

（二）建模思路及估計結(jié)果

首先，采用單位根檢驗來判斷平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果顯示，各變量均為平穩(wěn)變量。其次，考察自變量間的多重共線性問題。從變量間相關(guān)系數(shù)矩陣可以發(fā)現(xiàn)，變量間相關(guān)系數(shù)均顯著低于1，因此可以認(rèn)為解釋變量間不存在多重共線性。最后，在前文理論模型的基礎(chǔ)上，分為三步：第一，從簡單線性回歸分析入手，驗證匯率預(yù)期對跨境資本流動影響具有顯著性。第二，將匯率預(yù)期的影響彈性放松，設(shè)立變化門檻，建立門限回歸模型，驗證匯率預(yù)期對跨境資本流動影響效應(yīng)具有變化性。第三，進(jìn)一步建立可變參數(shù)狀態(tài)空間模型，驗證匯率預(yù)期對跨境資本流動影響效應(yīng)的時變特點。

基本回歸分析結(jié)果見表2。從結(jié)果看出，回歸方程各系數(shù)基本顯著，回歸方程通過檢驗，方程可決系數(shù)達(dá)到0.64。從匯率預(yù)期指標(biāo)X1對跨境資本流動的影響看，其影響系數(shù)為-371.28，p值為0.0003，表明匯率預(yù)期對跨境資本流動具有顯著負(fù)向影響。更進(jìn)一步，普通線性回歸方程可決系數(shù)為0.64仍然較低，模型并不具有特別好的擬合度。結(jié)合實際情況看，根據(jù)前景理論，市場參與者匯率預(yù)期具有一定變化性。為此，在簡單回歸模型基礎(chǔ)上，設(shè)定預(yù)期指標(biāo)X1具有門限特點，建立門限回歸模型。經(jīng)AIC、SCI信息準(zhǔn)則檢驗，模型具有1個門限，X1取值0.133為門限，各變量參數(shù)和模型均通過檢驗，回歸結(jié)果見表2。

表2 跨境資本流動基本回歸和門限回歸模型比較

結(jié)果顯示，當(dāng)考慮預(yù)期對匯率預(yù)期的影響不固定時，模型的估計精度得到提升，這表明x1具有門限的假定是合理的，這也驗證了匯率預(yù)期可變的論斷。從匯率預(yù)期對跨境資本流動的影響看，匯率預(yù)期指標(biāo)對跨境資本流動影響系數(shù)波動具有明顯異質(zhì)性。值得關(guān)注的是，市場參與者的參照點并不是0，而是以0.133為參照點，這是因為目前中國還存在一定的資本管制，跨境資本流動具有交易成本，只有預(yù)期未來匯率上漲能夠超過交易成本其收益才為正。當(dāng)X1＞0.133時，也就是具有較強升值預(yù)期時，其對跨境資本流動的影響系數(shù)為-168.59，當(dāng)X1＜0.133時則影響系數(shù)為-1417.7，下跌預(yù)期的影響系數(shù)明顯強于上升預(yù)期，這也進(jìn)一步體現(xiàn)了前文理論分析中市場參與者風(fēng)險厭惡的特點。

更進(jìn)一步，考慮到2005年以來我國外匯管理體制發(fā)生較大變化，特別是國際金融危機沖擊下，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)發(fā)生較大調(diào)整，各影響因素對跨境資本流動的影響也會有變化。市場參與者預(yù)期不僅會影響跨境資金流動方向，同時，受參照點、權(quán)重函數(shù)、邊際敏感度、損失厭惡系數(shù)變化影響，其彈性系數(shù)大小也會具有時變性。從實際情況看，2006年以來市場參與者匯率預(yù)期也呈現(xiàn)明顯的變化，貶值期（2006—2012年）的標(biāo)準(zhǔn)差為0.202，而在預(yù)期升值期（2012年以來）標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.07，預(yù)期貶值期波動更明顯；在金融危機（2008—2009年）沖擊時期，匯率預(yù)期波動標(biāo)準(zhǔn)差為0.269，事件沖擊時波動加劇，這也充分驗證了市場參與者在對概率事件賦權(quán)時具有“可能性”效應(yīng)的特征?；谶@些考慮，采用固定參數(shù)的模型就無法得到相對準(zhǔn)確的刻畫。

因此，進(jìn)一步采用可變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計匯率預(yù)期對持匯行為影響。在構(gòu)建模型時，本文認(rèn)為匯率預(yù)期除了受月度數(shù)據(jù)遞歸關(guān)系影響外，還受到政策引導(dǎo)等外在沖擊，因此對于匯率預(yù)期的轉(zhuǎn)態(tài)方程設(shè)定了隨機沖擊，即服從隨機游走過程，而對于其他影響變量，本文認(rèn)為主要受月度遞歸關(guān)系影響，因此設(shè)定為遞歸過程。具體模型如下：

信號方程：

采用卡爾曼濾波對方程進(jìn)行動態(tài)分析和求解，選擇Marquardt算法，進(jìn)行12次迭代后成功收斂，結(jié)果顯示sv1—sv5均顯著，對模型進(jìn)行Wald系數(shù)檢驗，在5%顯著性水平上通過檢驗。因此，狀態(tài)空間模型具有較好的擬合效果，能夠揭示各因素對于跨境資本流動的沖擊。

圖2 各因素對跨境資本流動影響系數(shù)的時變情況

（三）結(jié)果分析

1.匯率預(yù)期影響的時變特點

從影響跨境資本流動各因素的可變系數(shù)看，匯率預(yù)期對跨境資本流動的影響系數(shù)呈現(xiàn)明顯的時變特點，并且隨著時間變化波動越來越明顯，而其他變量則在前期出現(xiàn)明顯波動，后期則呈現(xiàn)收斂。匯率預(yù)期對跨境資本流動影響系數(shù)為負(fù)值，這表明當(dāng)預(yù)期人民幣升值時，市場參與者會買入人民幣拋售美元，反之則不是。預(yù)期系數(shù)通過顯著性檢驗也驗證了理論模型中關(guān)于參照點的假設(shè)：價值效用取決于財富值和參考點的比較，由于“即時效應(yīng)”的影響，外匯市場參與者做決策時以即期匯率作為參考點。

2.事件沖擊對預(yù)期系數(shù)的影響

從匯率預(yù)期對跨境資本流動影響的彈性系數(shù)看，2010年前影響系數(shù)總體較為平穩(wěn)，但2010年后出現(xiàn)波動加大，特別是2015年下半年波動進(jìn)一步明顯（見圖3）。斷點檢驗發(fā)現(xiàn)，最顯著的三個斷點出現(xiàn)在2010年12月、2013年1月和2015年4月。

從圖4看，第一階段2010年12月—2013年1月期間，人民幣持續(xù)升值，樂觀情緒主導(dǎo)市場，市場參與者對人民幣匯率積極的小概率事件賦予了較高的權(quán)重，與前期相比，即期匯率相同幅度的升值情況下，市場參與者會持有更多的人民幣（結(jié)匯），彈性系數(shù)不斷變大。

圖3 匯率預(yù)期系數(shù)與即期匯率

圖4 匯率預(yù)期系數(shù)與央行外匯干預(yù)

第二階段2013年1月—2015年4月，匯率預(yù)期的彈性系數(shù)迅速縮小。一方面，相比前期，人民幣升值幅度放緩，2014年1月—2014年6月一度出現(xiàn)貶值；另一方面，結(jié)合圖4看，此階段央行加大了對外匯市場的干預(yù)，有效的干預(yù)措施減弱了匯率預(yù)期的彈性系數(shù)。但值得注意的是，在2014年12月—2015年4月間，人民幣匯率出現(xiàn)明顯的貶值，匯率預(yù)期的彈性系數(shù)迅速擴大，盡管在此期間央行也進(jìn)行了干預(yù)，但未能如前期升值階段那樣減弱匯率預(yù)期的彈性系數(shù)。升值階段與貶值階段預(yù)期彈性系數(shù)變化的不對稱性，充分驗證了損失厭惡的假設(shè)，即市場參與者對于同等程度的財富減少比增加更為敏感。相比于樂觀情緒，當(dāng)恐慌情緒主導(dǎo)市場時，市場參與者的行為更加非理性。

第三階段2015年4月—2019年1月，匯率預(yù)期的彈性系數(shù)迅速變大，并在2015年12月達(dá)到整個樣本的最大值。這一階段匯率預(yù)期的彈性系數(shù)急劇變化主要有幾個重要事件導(dǎo)致：一是人民幣進(jìn)入貶值階段，損失厭惡加劇以及邊際敏感度比值擴的影響下，市場參與者對人民幣貶值極度敏感；二是2015年8月啟動8·11匯改，人民銀行宣布調(diào)整人民幣對美元匯率中間價報價機制，人民幣兌美元匯率中間價機制進(jìn)一步市場化，更加真實地反映了當(dāng)期外匯市場的關(guān)系，匯率波動加劇。此后，人民銀行通過拋售美元買入人民幣、提高離岸人民幣的拆借成本以及征收20%的外匯風(fēng)險準(zhǔn)備金等方式對市場進(jìn)行干預(yù)，匯率預(yù)期的彈性系數(shù)在2015年12月后逐步縮小。具體分析銀行結(jié)售匯數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)2015年12月—2016年1月，人民幣兌美元貶值幅度為3.06%，同期銀行結(jié)售匯逆差規(guī)模達(dá)到月均4666億元；2016年5月—6月，貶值幅度為2.6%，同期銀行結(jié)售匯逆差規(guī)模僅為月均832億元。兩次基本相同的貶值幅度，后者僅為前者的1/5。這也充分反映了“逆向調(diào)節(jié)”能夠降低市場參與者的敏感度，進(jìn)而達(dá)到穩(wěn)定匯率的目的。

3.中美貿(mào)易摩擦對匯率預(yù)期的影響

圖5 中美貿(mào)易摩擦期間匯率預(yù)期影響系數(shù)

盡管由于數(shù)據(jù)量原因，斷點檢驗尚未顯示出2018年出現(xiàn)斷點，但從匯率預(yù)期影響系數(shù)圖看，2018年下半年以來匯率預(yù)期影響出現(xiàn)放大的趨勢。同時，匯率預(yù)期標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.04，這表明市場參與者預(yù)期趨于一致，對貿(mào)易摩擦的負(fù)面影響賦予了較高的權(quán)重。

五、結(jié)論和政策建議

本文從外匯市場參與者的心理角度入手，通過理論和實證分析發(fā)現(xiàn)：相較于傳統(tǒng)理論強調(diào)宏觀基本面因素，心理預(yù)期已成為影響短期跨境資本流動重要因素，特別是在8·11匯改后，這一影響更加顯著。外匯市場參與者的“私房錢效應(yīng)”、損失規(guī)避效應(yīng)以及可能性效用的假設(shè)在實證中得到檢驗，這些因素導(dǎo)致市場參與者預(yù)期波動并進(jìn)而導(dǎo)致短期跨境資本流動的波動。但其影響具有非對稱性，在人民幣匯率貶值期間，相較于升值期市場參與者更加敏感和非理性。同時，實證中發(fā)現(xiàn)人民銀行在外匯市場的干預(yù)一定程度上能夠穩(wěn)定預(yù)期，進(jìn)而平抑匯率波動。

基于研究結(jié)論，可以得出以下四點啟示：一是上述應(yīng)高度關(guān)注外匯市場預(yù)期的變化及其可能對跨境資本流動產(chǎn)生的影響。二是外匯市場上，市場參與者普遍將人民幣兌美元中間價視為匯率參照點，而不重視人民幣兌一攬子貨幣的匯率。因此，應(yīng)進(jìn)一步完善“收盤匯率+一籃子貨幣匯率變化”雙錨匯率形成機制，引導(dǎo)市場參與者由單一人民幣兌美元中間價作為參考點向更全面的指標(biāo)轉(zhuǎn)變。三是在遇到重大金融事件，市場預(yù)期波動加劇時，應(yīng)審慎、適當(dāng)?shù)鼐C合運用市場溝通、央行干預(yù)等方式穩(wěn)定市場預(yù)期。值得指出的是，由于人民幣升值和貶值期，匯率預(yù)期彈性系數(shù)以及匯率預(yù)期本身變動的非對稱性，因此在不同階段干預(yù)力度應(yīng)有所區(qū)別。四是要保持政策的穩(wěn)定性。只有外匯市場政策保持穩(wěn)定性和連貫性，市場主體才能更加相信中央銀行政策行為。倘若頻繁調(diào)整外匯政策，會造成市場預(yù)期的混亂，出現(xiàn)短期套利的投機行為。