離岸人民幣市場對在岸市場的溢出效應(yīng)分析

離岸人民幣市場對在岸市場的溢出效應(yīng)分析

一引言近年來，離岸人民幣市場利率和匯率體系發(fā)展迅速。目前，香港已經(jīng)成功建立和形成了人民幣匯率的定盤價和同業(yè)拆借利率（人民幣HIBOR），并通過改變市場預(yù)期和跨境資金流動等渠道對內(nèi)地金融市場和國際金融市場產(chǎn)生一定的影響和沖擊。同時，隨著內(nèi)地金融市場改革開放的深入及利率、匯率市場化改革的推進(jìn)，市場化的利率和匯率將不可避免地受到離岸人民幣市場的沖擊，同時內(nèi)地的金融市場變化也會給香港人民幣市場帶來重要的影響。因此，深入研究香港人民幣市場對在岸金融市場的溢出效應(yīng)，有利于理解兩個人民幣市場相互影響的機(jī)制、渠道和方向，有利于協(xié)調(diào)在岸和離岸兩個市場的發(fā)展，也有利于政策制定者把握離岸人民幣市場發(fā)展的方向、力度和節(jié)奏。二實證模型考察人民幣離岸利率和在岸利率的關(guān)系，主要從線性和非線性兩個角度。首先使用格蘭杰（Granger）因果檢驗來檢驗兩者的線性引導(dǎo)關(guān)系。該檢驗假定因變量的預(yù)測信息已經(jīng)全部在解釋變量之中。假定有兩個變量X和Y，分別引入另一個變量的滯后項構(gòu)成方程，并進(jìn)行系數(shù)估計，相應(yīng)的回歸方程如下：如果以上方程中滯后Y的估計系數(shù)都顯著不等于零，且X的滯后項的估計系數(shù)不顯著不等于零，則可以認(rèn)為Y有到X的單向因果關(guān)系，反之，則可以認(rèn)為有從X到Y(jié)的單向因果關(guān)系。若兩個滯后項的估計系數(shù)都顯著異于零，則可以認(rèn)為兩個變量間存在雙向因果關(guān)系。但是，Granger因果檢驗法是基于預(yù)測，并非邏輯上的因果關(guān)系。其次是考察兩個市場的波動溢出效應(yīng)，也就是非線性關(guān)系。從文獻(xiàn)方法上看，衡量時間序列的波動性的方法有多種。本書主要運用多元GRACH的方法來衡量波動性，并根據(jù)條件方差方程系數(shù)的顯著性來判斷變量間波動溢出的方向及強(qiáng)度。多元GRACH模型克服了一元GRACH模型將市場分割開來進(jìn)行考察的缺點，有效地降低了變量間所包含信息的損失。由于本文主要考察離岸和在岸人民幣利率和匯率的關(guān)系，因此，我們選擇二元GRACH模型來進(jìn)行波動性分析。相應(yīng)的二元GARCH的條件均值方程如下：其中，μt是常數(shù)項，εt是條件殘差項，M、N、K分別是最大滯后階數(shù)。對于條件方差方程，可以選擇應(yīng)用較為廣泛的二元GARCH-BEKK（1，1）的條件方差方程：其中，是條件方差協(xié)方差矩陣。ARCH效應(yīng)項和GARCH效應(yīng)項的系數(shù)矩陣分別為A和B：所以，GARCH-BEKK（1，1）的條件方差方程可以分解為：從式（8-6）至式（8-8）中得出，兩個市場間的波動溢出關(guān)系主要取決于系數(shù)a21、b21是否顯著不等于零。同時，根據(jù)系數(shù)a12、b12是否顯著不等于零也可以判斷兩個市場的波動溢出關(guān)系。三實證分析（一）離岸人民幣與在岸市場利率的溢出效應(yīng)隨著我國金融改革開放的加快，人民幣利率市場化進(jìn)程進(jìn)一步加快，基準(zhǔn)利率的政策傳導(dǎo)作用不斷發(fā)揮，上海銀行間拆借利率的定價功能日益成熟，國債收益率曲線不斷完善，人民幣利率體系初步形成。與此同時，人民幣離岸市場的利率也在不斷地發(fā)展，利率體系主要由同業(yè)拆借利率、存款利率、貿(mào)易融資利率和點心債券利率組成。1.變量選擇和數(shù)據(jù)說明目前，人民幣在岸市場利率的種類較多?？紤]到利率靈敏性和代表性，本次研究選擇市場化程度較高的SHIBOR代表人民幣在岸利率。由于SHIBOR是銀行間市場的報價利率，并非實際成交的利率，本次選擇中國銀行間同業(yè)拆借市場交易利率（CHIBOR）作為研究的穩(wěn)定性檢驗變量。目前，SHIBOR和CHIBOR均有期限，為隔夜到12個月共8個品種。與在岸市場利率相比，離岸人民幣利率的發(fā)展較晚。從全球范圍來看，香港人民幣市場利率發(fā)展比較快，香港財資公會從2013年3月開始發(fā)布香港離岸人民幣（CNH）同業(yè)拆借利率。此前，香港各商業(yè)銀行獨立地在市場上進(jìn)行拆入拆出人民幣利率的報價，并沒有形成統(tǒng)一市場，交易規(guī)模較小，交易利率波動性也較大。本次研究將選擇香港人民幣同業(yè)拆借利率（HIBOR）作為離岸人民幣利率。目前，CNH有隔夜到12個月共8個期限品種。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和有效性，此次研究的樣本范圍為2013年3月25日至2014年12月3日，數(shù)據(jù)頻率為日度數(shù)據(jù)，在岸利率數(shù)據(jù)來自中國外匯交易中心，香港人民幣利率來自香港財資市場公會[1]，數(shù)據(jù)序列均經(jīng)過季節(jié)調(diào)整，去除日歷效應(yīng)。具體看，本次研究選擇了SHIBOR的隔夜拆借利率作為人民幣在岸利率的代表（ONR），選擇香港人民幣利率（OFFR）的隔夜（OFFR1）、1周（OFFRW1）、2周（OFFRW2）、1個月（OFFRM1）、3個月（OFFRM3）、6個月（OFFRM6）和12個月（OFFRM12）期限的數(shù)據(jù)作為離岸人民幣利率。報酬收益率為離岸和在岸利率序列取對數(shù)后進(jìn)行差分，計算公式為R=100×（lnp-lnp），其中，p為在第t日對應(yīng)的利率價格數(shù)據(jù)，i代表變量ONR和OFFR。2.市場間線性引導(dǎo)關(guān)系的檢驗人民幣離岸市場和在岸市場之間的線性引導(dǎo)關(guān)系，即報酬溢出關(guān)系，可以通過格蘭杰因果檢驗來進(jìn)行檢驗。在檢驗前，首先要確定各變量序列是否存在單位根過程。為保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本書采用ADF和PP兩種單位根檢驗方法對各變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果表明，在5%的檢驗水平下，各變量序列均可接受存在單位根的原假設(shè)，即所有變量均為非平穩(wěn)序列。為此，我們對各變量序列取一階差分后再進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果表明，各變量都是一階平穩(wěn)過程（見表8-1）。由于各變量存在同階單位根過程，接下來對各序列的組合進(jìn)行協(xié)整檢驗，并在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上對各序列進(jìn)行Granger因果檢驗，其最優(yōu)滯后期依據(jù)SC和AIC信息準(zhǔn)則來確定。如表8-2所示，ONRSH、ONRCH和OFFR各變量間均存在協(xié)整關(guān)系。表8-1各變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果變量水平檢驗一階差分結(jié)論ADFPPADFPPONRSH-3.1-3.36-9.479***-16.054***一階平穩(wěn)ONRCH-3.02-2.97-9.691***-15.953***一階平穩(wěn)OFFR1-2.53-2.56-13.833***-22.620***一階平穩(wěn)OFFRW1-1.67-2.68-16.279***-16.120***一階平穩(wěn)OFFRW2-2.34-2.49-16.624***-16.623***一階平穩(wěn)OFFRM1-2.92-2.96-17.350***-17.353***一階平穩(wěn)OFFRM3-2.48-2.29-15.563***-15.825***一階平穩(wěn)OFFRM6-0.74-1.2-6.607***-18.031***一階平穩(wěn)OFFRM12-0.67-0.87-7.647***-23.271***一階平穩(wěn)注：***表示在1%的檢驗水平下顯著，臨界值為-3.46。表8-1各變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表8-2各變量組合的協(xié)整檢驗變量組合原假設(shè)跡統(tǒng)計量P值結(jié)論最大特征根P值結(jié)論ONRSH和OFFR不存在協(xié)整方程98.650.00拒絕25.470.00拒絕最多一個協(xié)整方程47.540.03拒絕26.120.05拒絕最多二個協(xié)整方程21.360.30不能拒絕12.350.42不能拒絕最多三個協(xié)整方程7.690.39不能拒絕5.360.61不能拒絕最多四個協(xié)整方程2.540.10不能拒絕2.580.10不能拒絕ONRCH和OFFR不存在協(xié)整方程56.970.00拒絕43.210.00拒絕最多一個協(xié)整方程57.630.01拒絕24.360.07不能拒絕最多二個協(xié)整方程29.650.07不能拒絕21.330.06不能拒絕最多三個協(xié)整方程9.650.44不能拒絕7.420.58不能拒絕最多四個協(xié)整方程2.130.16不能拒絕2.140.16不能拒絕注：協(xié)整檢驗的檢驗水平為5%。表8-2各變量組合的協(xié)整檢驗首先，考察全樣本區(qū)間的情況。SHIBOR和CHIBOR與離岸人民幣利率的格蘭杰因果檢驗的結(jié)果如表8-3所示。從檢驗的結(jié)果來看，離岸人民幣各期限利率都是在岸利率的格蘭杰原因，其中部分期限是在5%的顯著水平下成立，部分期限是在1%的水平下成立。也就是說，離岸人民幣利率對在岸人民幣利率具有報酬溢出效應(yīng)，而在岸人民幣利率對部分離岸人民幣利率具有報酬溢出效應(yīng)。如果用CHIBOR替代SHIBOR，檢驗結(jié)果仍然保持不變。表8-3在岸和離岸人民幣利率的格蘭杰因果檢驗結(jié)果（全樣本區(qū)間）原假設(shè)F值P值結(jié)論原假設(shè)F值P值結(jié)論ONRSH≠→OFFR10.360.70接受ONRCH≠→OFFR10.380.68接受OFFR1≠→ONRSH4.450.01**接受OFFR1≠→ONRCH4.560.01**接受ONRSH≠→OFFRW12.350.10接受ONRCH≠→OFFRW12.430.09接受OFFRW1≠→ONRSH5.200.01**拒絕OFFRW1≠→ONRCH5.520.00***拒絕ONRSH≠→OFFRW22.030.13接受ONRCH≠→OFFRW25.050.01**拒絕OFFRW2≠→ONRSH4.700.01**拒絕OFFRW2≠→ONRCH2.140.09接受ONRSH≠→OFFRM18.670.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM14.760.12接受OFFRM1≠→ONRSH4.590.01**拒絕OFFRM1≠→ONRCH8.560.01**拒絕ONRSH≠→OFFRM213.120.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM24.970.00***拒絕OFFRM2≠→ONRSH4.790.01**拒絕OFFRM2≠→ONRCH13.820.01**拒絕ONRSH≠→OFFRM36.010.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM36.000.00***拒絕OFFRM3≠→ONRSH10.450.00***拒絕OFFRM3≠→ONRCH10.780.01**拒絕ONRSH≠→OFFRM613.340.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM67.610.00***拒絕OFFRM6≠→ONRSH7.560.00***拒絕OFFRM6≠→ONRCH13.840.00***拒絕ONRSH≠→OFFRM1212.380.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM1211.420.00***拒絕OFFRM12≠→ONRSH10.740.00***拒絕OFFRM12≠→ONRCH11.600.00***拒絕注：1.***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。2.ONR≠→OFFR表示ONR不是OFFR的格蘭杰原因。表8-3在岸和離岸人民幣利率的格蘭杰因果檢驗結(jié)果（全樣本區(qū)間）2013年7月20日，中國人民銀行取消了商業(yè)銀行貸款利率的下限，推動了利率市場化進(jìn)程。為考察取消貸款下限的政策對兩個市場報酬溢出的影響，本書以2013年7月20日作為分界點，將樣本區(qū)間分為兩個子樣本分別進(jìn)行檢驗，相應(yīng)的檢驗結(jié)果如表8-4和表8-5所示。從7月20日前的檢驗結(jié)果看，離岸人民幣中只有3個月期限和6個月期限的利率對在岸利率有報酬溢出效應(yīng)，其他期限的溢出效應(yīng)不顯著，該結(jié)論在SHIBOR替換為CHIBOR時也成立，其主要原因可能是離岸利率形成時間不長，影響力和定價能力仍不夠強(qiáng)。表8-4在岸和離岸人民幣利率的格蘭杰因果檢驗結(jié)果（2013年7月20日前）原假設(shè)F值P值結(jié)論原假設(shè)F值P值結(jié)論ONRSH≠→OFFR11.080.36接受ONRCH≠→OFFR11.220.31接受OFFR1≠→ONRSH1.370.26接受OFFR1≠→ONRCH2.120.11接受ONRSH≠→OFFRW11.230.30接受ONRCH≠→OFFRW11.250.30接受OFFRW1≠→ONRSH1.930.13接受OFFRW1≠→ONRCH5.520.00***拒絕ONRSH≠→OFFRW21.020.39接受ONRCH≠→OFFRW21.030.38接受OFFRW2≠→ONRSH1.540.21接受OFFRW2≠→ONRCH1.710.17接受ONRSH≠→OFFRM13.130.03**拒絕ONRCH≠→OFFRM13.160.03**拒絕OFFRM1≠→ONRSH1.120.35接受OFFRM1≠→ONRCH1.190.32接受ONRSH≠→OFFRM25.400.00**×拒絕ONRCH≠→OFFRM25.560.00***拒絕OFFRM2≠→ONRSH2.010.12接受OFFRM2≠→ONRCH2.160.10接受ONRSH≠→OFFRM34.180.01**拒絕ONRCH≠→OFFRM34.290.01**拒絕OFFRM3≠→ONRSH3.120.03**拒絕OFFRM3≠→ONRCH3.290.03**拒絕ONRSH≠→OFFRM65.390.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM65.770.00***拒絕OFFRM6≠→ONRSH2.080.11接受OFFRM6≠→ONRCH2.160.10接受ONRSH≠→OFFRM124.790.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM122.260.09接受OFFRM12≠→ONRSH2.430.07接受OFFRM12≠→ONRCH5.070.00***拒絕注：1.***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。2.ONR≠→OFFR表示ONR不是OFFR的格蘭杰原因。表8-4在岸和離岸人民幣利率的格蘭杰因果檢驗結(jié)果（2013年7月20日前）表8-5是7月20日貸款下限取消后，在岸和離岸利率的報酬溢出效應(yīng)的檢驗。從檢驗的結(jié)果來看，離岸利率的各期限是在岸利率的格蘭杰原因，離岸利率對在岸利率具有報酬溢出效應(yīng)。也就是說，與此前相比，在岸商業(yè)銀行貸款下限取消后離岸利率對在岸利率的溢出效應(yīng)增強(qiáng)了。從顯著水平看，離岸利率對在岸利率的溢出效應(yīng)比全樣本時期更顯著，各期限均在1%的檢驗水平下通過檢驗，而全樣本時期只有少部分通過1%檢驗水平的檢驗。該結(jié)論在SHIBOR被替換為CHIBOR后依然成立。通過比較表8-4和表8-5，可以發(fā)現(xiàn)利率市場化改革增強(qiáng)了離岸利率對在岸利率的報酬溢出效應(yīng)。表8-5在岸和離岸人民幣利率的格蘭杰因果檢驗結(jié)果（2013年7月20日后）原假設(shè)F值P值結(jié)論原假設(shè)F值P值結(jié)論ONRSH≠→OFFR10.240.80接受ONRCH≠→OFFR10.470.75接受OFFR1≠→ONRSH6.440.00***拒絕OFFR1≠→ONRCH5.570.00***拒絕ONRSH≠→OFFRW12.340.10接受ONRCH≠→OFFRW12.560.07接受OFFRW1≠→ONRSH6.220.00***拒絕OFFRW1≠→ONRCH6.520.00***拒絕ONRSH≠→OFFRW22.210.13接受ONRCH≠→OFFRW25.020.01**拒絕OFFRW2≠→ONRSH5.750.00***拒絕OFFRW2≠→ONRCH5.540.00***拒絕ONRSH≠→OFFRM19.850.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM14.340.15接受OFFRM1≠→ONRSH7.530.00***拒絕OFFRM1≠→ONRCH8.780.00***拒絕ONRSH≠→OFFRM214.990.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM25.930.00***拒絕OFFRM2≠→ONRSH7.730.00***拒絕OFFRM2≠→ONRCH13.560.00***拒絕ONRSH≠→OFFRM36.810.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM36.340.00***拒絕OFFRM3≠→ONRSH15.410.00***拒絕OFFRM3≠→ONRCH5.010.01**拒絕ONRSH≠→OFFRM615.140.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM67.760.00***拒絕OFFRM6≠→ONRSH9.540.00***拒絕OFFRM6≠→ONRCH13.440.00***拒絕ONRSH≠→OFFRM1213.340.00***拒絕ONRCH≠→OFFRM1214.340.00***拒絕OFFRM12≠→ONRSH11.720.00***拒絕OFFRM12≠→ONRCH11.900.00***拒絕注：1.***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。2.ONR≠→OFFR表示ONR不是OFFR的格蘭杰原因。表8-5在岸和離岸人民幣利率的格蘭杰因果檢驗結(jié)果（2013年7月20日后）從市場間線性引導(dǎo)關(guān)系（即報酬溢出效應(yīng)的檢驗情況）看，可以得出以下結(jié)論：一是離岸人民幣利率對在岸人民幣利率具有報酬溢出效應(yīng)；二是離岸人民幣利率的形成機(jī)制越完善，其對在岸人民幣利率的報酬溢出效應(yīng)越強(qiáng)；三是利率市場化改革有助于強(qiáng)化離岸市場利率對在岸市場利率的報酬溢出效應(yīng)。從原因上看，離岸人民幣利率更能較多地反映國際供求關(guān)系，而在岸市場利率因資本管制而較少反映國際因素，從而在統(tǒng)計上表現(xiàn)出離岸人民幣利率對在岸人民幣利率的引導(dǎo)關(guān)系。此外，離岸人民幣利率更加市場化，接受的管制程度也較輕，隨著中國利率市場化進(jìn)程的加快，離岸市場利率對在岸市場利率的引導(dǎo)作用也會更加明顯，這也就解釋了取消貸款利率下限的做法會增強(qiáng)離岸利率對在岸利率的引導(dǎo)。3.市場間波動溢出關(guān)系檢驗離岸人民幣與在岸市場之間利率的信息流動關(guān)系還可能包括非線性的波動溢出傳導(dǎo)關(guān)系。本書通過構(gòu)建二元GARCH-BEKK（1，1）模型來對非線性波動溢出效應(yīng)進(jìn)行估計，也就是對各變量間的ARCH和GARCH效應(yīng)進(jìn)行估計，然后再對波動溢出的方向和大小進(jìn)行判斷。與前文類似，本次研究繼續(xù)選擇SHIBOR隔夜利率作為在岸人民幣利率，人民幣HIBOR的各期限作為離岸人民幣利率。所選取數(shù)據(jù)的區(qū)間、事件窗口以及收益率計算與前文類似。表8-6是在岸利率與離岸利率間的波動溢出的計算結(jié)果。左列是檢驗在岸利率對離岸利率的波動溢出效應(yīng)，右列是檢驗離岸利率對在岸利率的波動溢出效應(yīng)。從表8-6的計算結(jié)果來看，在岸利率對離岸利率的波動溢出效應(yīng)要更大，離岸人民幣僅隔夜利率對在岸隔夜利率有波動溢出效應(yīng)，而在岸利率對離岸的1個月、3個月、6個月和12個月的利率有溢出效應(yīng)。離岸隔夜利率對在岸利率有波動溢出效應(yīng)，而在岸隔夜對離岸隔夜的波動效益效應(yīng)較小，說明離岸利率已經(jīng)將全球的波動因素傳遞到境內(nèi)，境內(nèi)對全球波動因素較為敏感，而后者則反映境內(nèi)信息對境外傳遞時間較長，對境外信息傳遞的效率仍不高。從導(dǎo)致利率波動的因素看，在岸利率更易于受到貨幣政策等宏觀經(jīng)濟(jì)政策的影響，而離岸利率更為市場化，受到監(jiān)管和調(diào)控的影響較小，但信息會從在岸傳遞到離岸，從而在統(tǒng)計上表現(xiàn)為在岸對離岸市場的波動溢出。該結(jié)論替換為CHIBOR后仍然成立（表8-7所示），相應(yīng)的計算結(jié)果類似，只是境外對境內(nèi)的波動溢出效應(yīng)從隔夜變?yōu)?周和2周。表8-6在岸利率和離岸人民幣利率的波動溢出效應(yīng)（SHIBOR）原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值ONR≠→OFFR10.066-0.282ONR←≠OFFR12.290**-2.291**ONR≠→OFFRW11.008-1.281ONR←≠OFFRW11.482-1.369ONR≠→OFFRW21.921-1.715ONR←≠OFFRW22.118**-1.891ONR≠→OFFRM15.076***-6.425***ONR←≠OFFRM11.884-0.828ONR≠→OFFRM20.7610.157ONR←≠OFFRM21.252-0.816ONR≠→OFFRM3-7.125***4.853***ONR←≠OFFRM3-0.5651.521ONR≠→OFFRM65.463***-11.706***ONR←≠OFFRM6-0.83310.510***ONR≠→OFFRM128.116***-4.052***ONR←≠OFFRM120.538***-4.052***注：1.***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率對離岸人民幣利率沒有波動溢出效應(yīng)。表8-6在岸利率和離岸人民幣利率的波動溢出效應(yīng)（SHIBOR）表8-7在岸利率和離岸人民幣利率的波動溢出效應(yīng)（CHIBOR）原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值ONR≠→OFFR1-0.2390.02ONR←≠OFFR11.423-1.136ONR≠→OFFRW1-0.9533.434ONR←≠OFFRW12.550***-0.946ONR≠→OFFRW21.994**-1.715ONR←≠OFFRW22.078**134.765***ONR≠→OFFRM14.79***-6.73***ONR←≠OFFRM1-0.473-0.231ONR≠→OFFRM20.3860.487ONR←≠OFFRM20.379-0.558ONR≠→OFFRM35.626***-3.395***ONR←≠OFFRM3-0.2841.335ONR≠→OFFRM68.055***-4.145***ONR←≠OFFRM60.5490.777ONR≠→OFFRM125.548***-10.51***ONR←≠OFFRM12-1.19510.443***注：1.***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率對離岸人民幣利率沒有波動溢出效應(yīng)。表8-7在岸利率和離岸人民幣利率的波動溢出效應(yīng)（CHIBOR）同樣，為考察中國人民銀行取消商業(yè)銀行貸款利率下限，推進(jìn)利率市場化改革給離岸利率和在岸利率的波動溢出效應(yīng)帶來的影響，本書仍以2013年7月20日為分割點，將全樣本分為前、后兩個子樣本進(jìn)行計算，2013年7月20日前的計算結(jié)果如表8-8所示。為檢驗穩(wěn)健性，將SHIBOR替換為CHIBOR，所計算的結(jié)果如表8-9所示。計算結(jié)果表明，7月20日前，離岸利率和在岸利率存在雙向波動溢出效應(yīng)，在岸利率對離岸的各期限利率都存在波動溢出效應(yīng)，離岸的各期限也對在岸利率存在波動溢出效應(yīng)。這表明，在商業(yè)銀行貸款利率下限取消前，在岸和離岸的利率波動溢出效應(yīng)比全樣本時期要強(qiáng)烈。也就是說，反映政策管制的信息頻繁傳遞到境外，從而表現(xiàn)出對境外利率的波動溢出；同時，包含國際和市場化因素的離岸利率也向境內(nèi)受干預(yù)的在岸利率傳遞信息，導(dǎo)致在岸利率出現(xiàn)波動。該結(jié)論在SHIBOR替換為CHIBOR后仍然成立，表現(xiàn)出較好的穩(wěn)定性（如表8-9所示）。表8-8在岸利率和離岸人民幣利率波動溢出效應(yīng)（SHIBOR2013年7月20日前）原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值ONR≠→OFFR12.129**-5.647***ONR←≠OFFR13.584***2.704***ONR≠→OFFRW10.227-3.399***ONR←≠OFFRW11.8391.577ONR≠→OFFRW22.018***-5.802***ONR←≠OFFRW23.104***2.797***ONR≠→OFFRM1-1.0715.715***ONR←≠OFFRM1-1.098-2.941***ONR≠→OFFRM2-4.547***-0.130ONR←≠OFFRM20.4761.589ONR≠→OFFRM38.184***-4.151***ONR←≠OFFRM33.489***2.421***ONR≠→OFFRM67.454***-6.452***ONR←≠OFFRM65.278***3.452***ONR≠→OFFRM129.153***-5.234***ONR←≠OFFRM124.347***5.128***注：1.***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率對離岸人民幣利率沒有波動溢出效應(yīng)。表8-8在岸利率和離岸人民幣利率波動溢出效應(yīng)（SHIBOR2013年7月20日前）表8-9在岸和離岸人民幣利率的波動溢出效應(yīng)（CHIBOR2013年7月20日前）原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值ONR≠→OFFR12.337***-5.816***ONR←≠OFFR13.462***2.668***ONR≠→OFFRW10.123-3.822***ONR←≠OFFRW11.969**1.741ONR≠→OFFRW20.812-4.226***ONR←≠OFFRW23.900***-0.907ONR≠→OFFRM11.982**-6.414ONR←≠OFFRM12.432-0.363ONR≠→OFFRM23.577***0.061ONR←≠OFFRM23.287***-1.940ONR≠→OFFRM37.193***1.723ONR←≠OFFRM31.9862.656**ONR≠→OFFRM6-9.889***6.354***ONR←≠OFFRM6-0.4678.238***ONR≠→OFFRM127.934***-7.391***ONR←≠OFFRM122.257**-4.822***注：1.***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率對離岸人民幣利率沒有波動溢出效應(yīng)。表8-9在岸和離岸人民幣利率的波動溢出效應(yīng)（CHIBOR2013年7月20日前）s從表8-10的結(jié)果可以看出，7月20日后境內(nèi)外人民幣利率的波動溢出效應(yīng)均不顯著，即使將SHIBOR替換為CHIBOR后結(jié)果依然保持不變（如表8-11所示）。究其原因，隨著金融管制的減少，在岸人民幣利率反映的政策管制信息越來越少，其波動更多的是依靠來自國內(nèi)外市場的供求關(guān)系決定，而在利率市場化過程中，境內(nèi)外的供求關(guān)系影響因素在不斷趨同，因此境內(nèi)外市場新的信息傳遞就開始變小，雙方的波動溢出效應(yīng)也開始減弱。表8-10在岸利率和離岸人民幣利率波動溢出效應(yīng)（SHIBOR2013年7月20日后）原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值ONR≠→OFFR10.089-0.006ONR←≠OFFR11.633-1.463ONR≠→OFFRW10.261-0.385ONR←≠OFFRW10.780-0.641ONR≠→OFFRW21.150-0.558ONR←≠OFFRW22.362-0.661ONR≠→OFFRM10.062-0.355ONR←≠OFFRM10.4850.320ONR≠→OFFRM21.208-1.152ONR←≠OFFRM21.299-0.190ONR≠→OFFRM3-0.3850.716ONR←≠OFFRM30.6180.247ONR≠→OFFRM6-2.15685.473***ONR←≠OFFRM65.578***0.289ONR≠→OFFRM121.051-0.365ONR←≠OFFRM121.1344.780***注：1.***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率對離岸人民幣利率沒有波動溢出效應(yīng)。表8-10在岸利率和離岸人民幣利率波動溢出效應(yīng)（SHIBOR2013年7月20日后）表8-11在岸和離岸人民幣利率波動溢出效應(yīng)（CHIBOR2013年7月20日后）原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值ONR≠→OFFR10.3702.755***ONR←≠OFFR11.066-0.554ONR≠→OFFRW10.653-0.307ONR←≠OFFRW1-0.2923.276***ONR≠→OFFRW20.4300.286ONR←≠OFFRW22.866***-0.742ONR≠→OFFRM1-0.052-0.009ONR←≠OFFRM1-1.9080.172ONR≠→OFFRM20.0060.009ONR←≠OFFRM20.392-0.735ONR≠→OFFRM3-0.5560.813ONR←≠OFFRM3-2.7041.888ONR≠→OFFRM60.9040.940ONR←≠OFFRM61.5820.966ONR≠→OFFRM120.479-0.432ONR←≠OFFRM12-1.504-1.765注：1.***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率對離岸人民幣利率沒有波動溢出效應(yīng)。表8-11在岸和離岸人民幣利率波動溢出效應(yīng)（CHIBOR2013年7月20日后）從市場間非線性引導(dǎo)關(guān)系，即波動溢出效應(yīng)的檢驗情況看，可以得出以下結(jié)論。一是在岸利率和離岸利率間存在雙向波動溢出，但在岸對離岸利率的波動溢出要大，主要是在岸和離岸利率傳遞的信息不同所致，在岸利率向離岸利率傳導(dǎo)貨幣政策等宏觀調(diào)控信息，而離岸利率向在岸利率傳遞國際因素和市場化的信息。二是金融管制的放松有利于減輕境內(nèi)外市場的波動溢出效應(yīng)。隨著金融管制的逐步放松，離岸和在岸的波動溢出效應(yīng)出現(xiàn)減弱的趨勢，主要是因為在岸利率反映的金融管制因素在減少，同時接收的國際因素和市場化因素在增加，決定境內(nèi)外的利率波動因素也在趨同，從而出現(xiàn)波動溢出效應(yīng)較弱的情況。（二）人民幣離岸對在岸市場的匯率溢出效應(yīng)1.變量選取和數(shù)據(jù)說明1994年全國外匯市場統(tǒng)一后，在岸人民幣市場發(fā)展迅速，交易規(guī)模和品種不斷增加。2005年，中國人民銀行對人民幣匯率形成機(jī)制進(jìn)行重大改革，放棄盯住美元的固定匯率制定，采取盯住一籃子貨幣的有管理的浮動匯率制定，匯率彈性也不斷增強(qiáng)，人民幣匯率的定價和風(fēng)險管理功能不斷增強(qiáng)。2009年7月，中國人民銀行實施跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)試點，離岸人民幣市場開始迅速發(fā)展。2011年6月27日，香港推出了各期限的離岸人民幣兌美元的匯率定盤價，離岸人民幣外匯市場進(jìn)入新的發(fā)展階段。目前，在岸人民幣匯率既有即期也有遠(yuǎn)期市場，但即期匯率代表性較強(qiáng)。因此，本次研究選擇人民幣即期匯率的收盤價作為在岸匯率。與在岸市場相比，離岸人民幣外匯市場較為復(fù)雜，2011年以前，中國香港和新加坡的人民幣兌美元匯率為無本金交割的遠(yuǎn)期匯率（NDF），而2011年以后，中國香港推出了人民幣兌美元的即期定盤匯率（CNH）。因此，在2011年以前，本書選擇香港NDF作為離岸人民幣匯率的代表變量，而2011年以后，將中國香港人民幣兌美元的定盤匯率作為離岸人民幣匯率的代理變量。由于在岸人民幣匯率和離岸人民幣匯率間的互相影響關(guān)系較為復(fù)雜，本書采用非結(jié)構(gòu)性的VAR模型來描述各個變量之間的動態(tài)關(guān)系和互相影響過程，并在此基礎(chǔ)上對各變量間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗。由于人民幣匯率自2005年7月21日開始有管理的浮動，所以本書研究的樣本從2005年開始。根據(jù)離人民幣匯率的形成時間的差異，本書將數(shù)據(jù)樣本分為兩個部分，第一部分采用2005年7月21日至2011年3月21日的每日數(shù)據(jù)對CNY即期和NDF之間的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗；第二部分采用2011年3月21日至2014年12月3日的每日數(shù)據(jù)對CNH即期、CNY即期和各期限的NDF之間的關(guān)系進(jìn)行實證研究。在岸人民幣匯率數(shù)據(jù)來自中國外匯交易中心，境外NDF的數(shù)據(jù)來自路透社，香港人民幣兌美元的即期定盤價來自香港財資公會。相關(guān)的收益率為匯率數(shù)據(jù)均取對數(shù)進(jìn)行差分。為控制季節(jié)性因素，數(shù)據(jù)序列均經(jīng)過季節(jié)調(diào)整。2.市場間線性引導(dǎo)關(guān)系的檢驗從一般意義上說，變量間線性引導(dǎo)關(guān)系，即報酬溢出效應(yīng)，主要是通過格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行檢驗。在對各變量進(jìn)行VAR建模前，首先要對各變量進(jìn)行單位根檢驗，為保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，用ADF和PP檢驗法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果如表8-12所示。從檢驗結(jié)果看，在岸和離岸各期限匯率水平在1%的檢驗水平下是一階平穩(wěn)過程。表8-12各種期限的境內(nèi)外人民幣兌美元匯率的單位根檢驗類型期限水平檢驗一階差分結(jié)論ADF檢驗PP檢驗ADF檢驗PP檢驗CNY即期-0.243-0.254-52.988*-52.901*一階平穩(wěn)CNH即期-0.371-0.376-16.488*-556.024***一階平穩(wěn)NDF1周-1.127-1.164-55.471*-55.493*一階平穩(wěn)1個月-0.886-0.851-56.789*-57.074*一階平穩(wěn)2個月-1.121-1.088-61.973*-62.989*一階平穩(wěn)3個月-1.088-1.121-61.973*-62.989*一階平穩(wěn)注：***表示在1%的檢驗水平下顯著，臨界值為-3.46。表8-12各種期限的境內(nèi)外人民幣兌美元匯率的單位根檢驗平穩(wěn)性檢驗表明，各變量為一階平穩(wěn)過程，因此對各變量的一階差分進(jìn)行向量自回歸模型建模。在模型估計的基礎(chǔ)上，對各變量對進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表8-13所示。首先，對2011年3月21日至2014年12月5日NDF、CNH即期和CNY即期的每日數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。從檢驗結(jié)果來看，在5%的檢驗水平下，在岸匯率是離岸匯率的格蘭杰原因，而離岸匯率不是在岸匯率的格蘭杰原因。而NDF對在岸市場的匯率有顯著的引導(dǎo)作用。這說明在岸匯率對離岸匯率構(gòu)成影響，而離岸匯率對在岸匯率不能構(gòu)成影響，人民幣匯率的定價權(quán)仍在境內(nèi)。這可能與香港人民幣匯率定盤價的歷史較短有關(guān)，其交易規(guī)模和影響力不足以影響在岸匯率。然后，為進(jìn)行對比，對2005年7月21日至2011年6月26日的CNY和各期限NDF進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。檢驗結(jié)果表明，各期限的NDF對在岸匯率都具有引導(dǎo)作用，而在岸匯率對NDF的引導(dǎo)作用不明顯。NDF對在岸匯率表現(xiàn)出引導(dǎo)作用可能是因為該市場發(fā)展的歷史較長，交易規(guī)模較大，流動較好，比較好地反映出人民幣國際市場的供求關(guān)系。而在岸市場因為資本管制不能及時反映出國際市場的供求關(guān)系，只能通過滯后的進(jìn)出口貿(mào)易來反映，從而表現(xiàn)出離岸匯率引導(dǎo)在岸匯率。最后，為檢驗NDF對在岸匯率引導(dǎo)關(guān)系的穩(wěn)健性，對2005年7月21日至2014年12月3日的每日數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果表明，NDF對在岸匯率的引導(dǎo)關(guān)系較為穩(wěn)健。表8-13境內(nèi)外人民幣兌美元匯率因果關(guān)系檢驗區(qū)間原假設(shè)F值P值結(jié)論2011年6月27日至2014年12月3日（香港人民幣兌美元定盤價）CNY不是CNH的格蘭杰原因19.3000.000***拒絕CNH不是CNY的格蘭杰原因1.0700.345接受CNY不是NSW的格蘭杰原因0.1850.832接受NSW不是CNY的格蘭杰原因12.7010.000***拒絕CNY不是NM1的格蘭杰原因0.5450.580接受NM1不是CNY的格蘭杰原因11.2940.000***拒絕CNY不是NM2的格蘭杰原因0.9520.386接受NM2不是CNY的格蘭杰原因8.9220.000***拒絕CNY不是NM3的格蘭杰原因0.9690.380接受NM3不是CNY的格蘭杰原因7.7030.001***拒絕2005年7月21日至2011年6月26日（香港人民幣無本金交割遠(yuǎn)期）CNY不是NSW的格蘭杰原因8.9640.000***拒絕NSW不是CNY的格蘭杰原因14.2850.000***拒絕CNY不是NM1的格蘭杰原因3.3080.037接受NM1不是CNY的格蘭杰原因11.9290.000***拒絕CNY不是NM2的格蘭杰原因1.2070.299接受NM2不是CNY的格蘭杰原因11.3810.000***拒絕CNY不是NM3的格蘭杰原因1.2590.284接受NM3不是CNY的格蘭杰原因9.1030.000***拒絕2005年7月21日至2014年6月26日（香港人民幣無本金交割遠(yuǎn)期）CNY不是NSW的格蘭杰原因13.6570.000***拒絕NSW不是CNY的格蘭杰原因37.4370.000***拒絕CNY不是NM1的格蘭杰原因6.2110.002***拒絕NM1不是CNY的格蘭杰原因35.7130.000***拒絕CNY不是NM2的格蘭杰原因2.4350.088接受NM2不是CNY的格蘭杰原因32.4010.000***拒絕CNY不是NM3的格蘭杰原因1.5710.208接受NM3不是CNY的格蘭杰原因29.5200.000***拒絕注：***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。表8-13境內(nèi)外人民幣兌美元匯率因果關(guān)系檢驗總體上看，在岸和離岸匯率的線性關(guān)系主要表現(xiàn)為離岸匯率對在岸匯率具有報酬溢出效應(yīng)，而在岸對離岸匯率的報酬溢出效應(yīng)不明顯。這可能是因為中國資本管制較重而經(jīng)常項目管制較少。離岸匯率中，剛發(fā)展起來的香港人民幣匯率定盤價對于在岸匯率的報酬溢出效應(yīng)較低，NDF由于發(fā)展比較成熟，對在岸匯率的報酬溢出效應(yīng)較大。3.市場間非線性引導(dǎo)關(guān)系的檢驗為考察離岸市場和在岸市場匯率的非線性引導(dǎo)關(guān)系，本書通過構(gòu)建二元GARCH-BEKK（1，1）模型條件方差方程對各變量的ARCH和GARCH效應(yīng)進(jìn)行估計，然后再對波動溢出的方向和大小進(jìn)行判斷。與前文類似，本次研究繼續(xù)選擇人民幣兌美元的即期匯率作為在岸人民幣匯率，香港人民幣兌美元的主要期限匯率作為離岸人民幣匯率。數(shù)據(jù)選取的時間主要從2011年6月27日香港出現(xiàn)人民幣兌美元即期匯率定盤價開始。為考察匯率制度改革對在岸和離岸匯率波動溢出效應(yīng)的影響，本書選擇了2014年3月15日人民幣兌美元即期匯率的波動幅度從1%擴(kuò)大到2%作為窗口事件。收益率為即期與滯后一期的對數(shù)差分。表8-14是在岸利率與離岸匯率間的波動溢出的計算結(jié)果。表左邊是檢驗在岸匯率對離岸匯率的波動溢出效應(yīng)，表右邊是檢驗離岸匯率對在岸匯率的波動溢出效應(yīng)。從表8-14的計算結(jié)果來看，在岸匯率對離岸匯率的波動溢出效應(yīng)要更大，離岸人民幣僅兩個期限的匯率對在岸匯率有波動溢出效應(yīng)，而在岸匯率對離岸匯率的所有期限均有溢出效應(yīng)。從信息傳遞的角度看，在岸市場匯率主要反映國內(nèi)政策和實體經(jīng)濟(jì)的變動，而離岸市場主要反映國際市場對人民幣的供求關(guān)系，價格包括國內(nèi)政策的因素較少。因此，一旦國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)政策出現(xiàn)變動，信息將從在岸傳遞到離岸，從而表現(xiàn)出在岸匯率對離岸匯率的波動溢出。另外，由于香港離岸人民幣市場規(guī)模小，價格中雖有國際供求的信息，但對國內(nèi)價格的影響力有限，波動溢出效應(yīng)也就變得不明顯，這點在即期波動溢出上表現(xiàn)得很明顯。表8-14在岸和離岸人民幣匯率波動溢出效應(yīng)（2011～2014年）原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值CNY≠→CNH-3.640***-3.308***CNY←≠CNH0.4950.828CNY≠→DSW-7.217***-21.593***CNY←≠DSW2.946***1.925CNY≠→DM1-7.379***5.218***CNY←≠DM11.543-0.189CNY≠→DM2-7.627***-7.437***CNY←≠DM23.017***5.212***CNY≠→DM3-8.476***-7.449***CNY←≠DM34.745***-3.310***注：1.***表示在1%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)，**表示在5%的檢驗水平下拒絕原假設(shè)。2.CNY≠→CNH表示沒有波動溢出效應(yīng)。表8-14在岸和離岸人民幣匯率波動溢出效應(yīng)（2011～2014年）為考察匯率形成機(jī)制改革對離岸匯率和在岸匯率的波動溢出效應(yīng)帶來的影響，本書以2014年3月15日為分割點，將全樣本分為前、后兩個子樣本進(jìn)行計算，計算結(jié)果如表8-15和表8-16所示。計算結(jié)果表明，3月15日前，在岸匯率對離岸匯率存在明顯的波動溢出效應(yīng)，而離岸匯率對在岸匯率基本不存在波動溢出效應(yīng)，這與全樣本的情況一致。從表8-16的結(jié)果可以看出，3月15日后，離岸人民幣匯率對在岸人民幣匯率產(chǎn)生明顯的波動溢出效應(yīng)，而在岸人民幣匯率對離岸人民幣各期限都不存在顯著的波動溢出效應(yīng)。主要有以下兩方面原因。一是中央銀行退出對外匯市場的常規(guī)干預(yù)。3月15日，中國人民銀行宣布將人民幣兌美元的浮動空間由1%擴(kuò)大至2%，同時減少對外匯市場的常規(guī)干預(yù)，只保留在匯率市場劇烈波動等非常規(guī)情況下的干預(yù)。檢驗結(jié)果表明，在岸匯率對離岸匯率的信息傳遞明顯較少，也說明了匯率形成機(jī)制改革后，中國人民銀行對外匯市場的干預(yù)實質(zhì)性地減少。二是在岸匯率包含更多的國際供求的信息。隨著人民幣國際化進(jìn)程加快，滬港通等推進(jìn)資本項目開放等一系列措施的實施，在岸市場的匯率越來越多地吸收了國際金融市場信息，對離岸匯率的波動更加敏感。此外，在岸市場匯率波動幅度不斷擴(kuò)大也為離岸對在岸匯率的波動溢出提供了空間。表8-15在岸和離岸人民幣匯率的波動率溢出效應(yīng)（2011～2014年）原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值原假設(shè)ARCH項T值GARCH項T值CN