楊嬌輝， 王　曦， 王凱立

人民幣境內(nèi)外遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)有效性之動(dòng)態(tài)比較分析*

楊嬌輝， 王曦， 王凱立

摘要：立足于人民幣同時(shí)存在境內(nèi)外兩個(gè)相互分割的遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)的現(xiàn)實(shí)背景，在Clarida和Taylor(1997)的模型框架下，使用2005年至2012年的日度數(shù)據(jù)，分別在境內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)構(gòu)造了包括1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月和12個(gè)月四個(gè)期限的遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)模型；通過(guò)選取均方誤差(MSE)、均方百分比誤差(MSPE)和高斯準(zhǔn)極大似然損失函數(shù)誤差(QLIKE)三個(gè)預(yù)測(cè)精度指標(biāo)來(lái)比較兩個(gè)模型的樣本外預(yù)測(cè)效果，進(jìn)而衡量?jī)蓚€(gè)市場(chǎng)的相對(duì)有效性情況。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在危機(jī)初期，DF市場(chǎng)相對(duì)NDF市場(chǎng)更有效；而在一般時(shí)期，后者比前者更有效。這對(duì)于認(rèn)識(shí)兩個(gè)市場(chǎng)的不同功能和人民幣匯改有所啟示。

關(guān)鍵詞：人民幣外匯市場(chǎng); 遠(yuǎn)期匯率; 市場(chǎng)分割； 期限結(jié)構(gòu)； 預(yù)測(cè)比較

一、前言

隨著我國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度的不斷提高，國(guó)際貿(mào)易往來(lái)日益頻繁，大量資本跨境流動(dòng)；尤其是近年來(lái)人民幣市場(chǎng)化進(jìn)程快速推進(jìn)，居民、企業(yè)和銀行面臨的匯率風(fēng)險(xiǎn)不斷增加，套期保值規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的要求也愈發(fā)強(qiáng)烈。自我國(guó)1997年4月開(kāi)展人民幣遠(yuǎn)期交易以來(lái)，市場(chǎng)迅速發(fā)展。2011年，人民幣遠(yuǎn)期外匯交易大幅增長(zhǎng)：遠(yuǎn)期結(jié)售匯累計(jì)簽約3871億美元，結(jié)匯和售匯分別為1913億和1958億美元，較2010年分別增長(zhǎng)37%、16%和67%*見(jiàn)國(guó)家外匯管理局《2011年中國(guó)國(guó)際收支報(bào)告》,http://www.safe.gove.cn。遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)的作用日益彰顯，由此可見(jiàn)一斑。遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)的兩個(gè)基本功能是套期保值和價(jià)格發(fā)現(xiàn)，這兩個(gè)功能的發(fā)揮則取決于遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)的有效程度(Beechey et al., 2000)：如果市場(chǎng)是有效的，則套期保值就會(huì)取得更好的績(jī)效；同時(shí)遠(yuǎn)期匯率將能夠反映當(dāng)前市場(chǎng)對(duì)未來(lái)即期匯率變動(dòng)的信息，或者說(shuō)遠(yuǎn)期匯率具有較強(qiáng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力。因此，市場(chǎng)有效性研究不單可以幫助我們判斷市場(chǎng)的基本功能狀況，更可以為完善匯率定價(jià)機(jī)制，以及指導(dǎo)政府干預(yù)外匯市場(chǎng)提供依據(jù)(Neely，2002；Serban，2010)。

目前，在國(guó)內(nèi)嚴(yán)格的外匯管制和制度分割的背景下，人民幣遠(yuǎn)期交易形成了境內(nèi)交割遠(yuǎn)期市場(chǎng)(Deliverable Forward Market，后文簡(jiǎn)稱(chēng)DF市場(chǎng))和境外無(wú)本金交割遠(yuǎn)期市場(chǎng)(Non-Deliverable Forward Market，后文簡(jiǎn)稱(chēng)NDF市場(chǎng))*在NDF市場(chǎng)，高達(dá)60%到80%的交易都是出于投機(jī)的目的(Lipscomb, 2005)。同時(shí)并存的特殊結(jié)構(gòu)。前者主要針對(duì)有真實(shí)貿(mào)易背景，以規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)為主要目的的境內(nèi)企業(yè)，必須遵循國(guó)家外匯管理局規(guī)定的“實(shí)需原則”并且經(jīng)過(guò)核準(zhǔn)；而后者的產(chǎn)生主要是滿(mǎn)足國(guó)際投資者的投機(jī)需求*薩羅(Sarno，2005)對(duì)此也有所綜述。。那么，在市場(chǎng)參與者存在明顯差異的現(xiàn)實(shí)背景下，DF市場(chǎng)和NDF市場(chǎng)在有效性方面是否也存在差異？ 針對(duì)境內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)的相對(duì)有效性情況,對(duì)于諸如人民幣等新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體的外匯市場(chǎng)改革更具有現(xiàn)實(shí)價(jià)值與啟示意義。本研究參考預(yù)測(cè)比較檢驗(yàn)的方法，通過(guò)考察兩個(gè)市場(chǎng)對(duì)應(yīng)的遠(yuǎn)期匯率模型對(duì)未來(lái)即期匯率的樣本外預(yù)測(cè)表現(xiàn)，進(jìn)而比較兩個(gè)市場(chǎng)的相對(duì)有效性情況。具體地，我們?cè)诳死疬_(dá)和泰勒(Clarida & Taylor，1997)的模型框架下，分別在境內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)構(gòu)造了包括1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月和12個(gè)月四個(gè)期限的遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)模型，通過(guò)選取均方誤差(Mean Squared Error, MSE)、均方百分比誤差(Mean Squared Percentage Error, MSPE)和高斯準(zhǔn)極大似然損失函數(shù)誤差(QLIKE)三個(gè)預(yù)測(cè)精度指標(biāo)來(lái)比較兩個(gè)模型的樣本外預(yù)測(cè)效果。實(shí)證結(jié)果表明，從整個(gè)預(yù)測(cè)區(qū)間而言，在危機(jī)初期，DF市場(chǎng)相對(duì)NDF市場(chǎng)更為有效，而在一般時(shí)期，后者比前者更為有效。這對(duì)于我們認(rèn)識(shí)兩個(gè)市場(chǎng)的不同功能、人民幣匯改和央行的市場(chǎng)干預(yù)行為，將有所啟示。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是關(guān)于有效性的文獻(xiàn)綜述；第三部分介紹匯率模型選擇與預(yù)測(cè)精度比較指標(biāo)選擇；第四部分為實(shí)證步驟與結(jié)果分析；最后為本文的總結(jié)與討論。

二、文獻(xiàn)綜述

從上個(gè)世紀(jì)七八十年代開(kāi)始到現(xiàn)在，國(guó)外已有大量關(guān)于遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)有效性檢驗(yàn)的文獻(xiàn)。根據(jù)有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的假定，可分為風(fēng)險(xiǎn)中性有效市場(chǎng)檢驗(yàn)和風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整有效市場(chǎng)檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)方法來(lái)看，主要包括以下兩類(lèi)*腳注。

(一)回歸方程(系數(shù))檢驗(yàn)

基于未來(lái)即期匯率(的實(shí)現(xiàn)值)對(duì)當(dāng)前遠(yuǎn)期匯率的回歸方程，通過(guò)檢驗(yàn)相關(guān)系數(shù)或殘差以判斷標(biāo)的市場(chǎng)是否有效。其中，比較傳統(tǒng)的方法包括單方程的水平回歸和差分回歸檢驗(yàn)。此外，在回歸方程的基礎(chǔ)上，一些文獻(xiàn)進(jìn)一步通過(guò)殘差的自相關(guān)檢驗(yàn)來(lái)考察外匯市場(chǎng)的有效性。

1.水平回歸檢驗(yàn)

檢驗(yàn)形式如下：

st+1=α+βft+εt+1

(1)

其中st+1和ft分別表示未來(lái)一期的即期匯率和當(dāng)期遠(yuǎn)期匯率。如果市場(chǎng)是有效的，遠(yuǎn)期匯率是未來(lái)即期匯率的無(wú)偏預(yù)測(cè)，則上述回歸方程滿(mǎn)足條件：α=0；β=1。許多文獻(xiàn)(Edwards，1982；Chiang，1988)采用這種形式對(duì)遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)有效假說(shuō)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)論基本上支持了市場(chǎng)有效性假說(shuō)。

2.差分回歸檢驗(yàn)

上述水平回歸檢驗(yàn)存在重要的缺陷：等式兩邊的即期匯率和遠(yuǎn)期匯率都是存在單位根的非平穩(wěn)序列，因此上述檢驗(yàn)形式會(huì)產(chǎn)生偽回歸的問(wèn)題。為了避免偽回歸問(wèn)題，后續(xù)的許多文獻(xiàn)開(kāi)始轉(zhuǎn)而采用下面的差分檢驗(yàn)形式(Bilson，1981; Fama, 1984； Froot & Frenkel，1989)：

(2)

與式(1)相比，上述檢驗(yàn)方程的兩邊皆為平穩(wěn)序列，當(dāng)β=1時(shí)，通過(guò)水平移項(xiàng)，式(2)完全轉(zhuǎn)化為式(1)的形式。同樣，當(dāng)α=0,β=1時(shí)，市場(chǎng)有效性假說(shuō)成立。盡管差分回歸的檢驗(yàn)形式避免了偽回歸的問(wèn)題，但是實(shí)證結(jié)果絕大多數(shù)拒絕了市場(chǎng)有效的原假設(shè)。

3.殘差的自相關(guān)檢驗(yàn)

當(dāng)α=0,β=1時(shí)，根據(jù)回歸方程式(2)的變形有：

εt+1=st+1-ft

(3)

如果簡(jiǎn)單市場(chǎng)有效性假說(shuō)成立，那么εt+1是一個(gè)零均值，無(wú)自相關(guān)的隨機(jī)過(guò)程?；诖?，格維克和非格(Geweke & Feige，1979)提出殘差無(wú)自相關(guān)的假設(shè)檢驗(yàn)。之后，基于相同的思路，在進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)時(shí)，漢森和哈爵克(Hansen & Hodrick,1980)、謝(Hsieh，1984)先后采用矩估計(jì)和異方差一致協(xié)方差估計(jì)(因?yàn)槭袌?chǎng)有效并不一定意味著誤差項(xiàng)是同方差的)進(jìn)一步提高了檢驗(yàn)功效。當(dāng)然，如果使用長(zhǎng)期漸進(jìn)有效假說(shuō)，我們需要檢驗(yàn)的原假設(shè)就是εt+1是一個(gè)平穩(wěn)序列。

(二)預(yù)測(cè)比較檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)遠(yuǎn)期匯率的預(yù)測(cè)表現(xiàn)進(jìn)而考察市場(chǎng)的有效性程度，多種不同的預(yù)測(cè)模型或方法相繼被提出來(lái)與遠(yuǎn)期匯率的預(yù)測(cè)做比較。如即期匯率的預(yù)測(cè)模型(Longworth, 1981); 利率預(yù)測(cè)模型(Levich，1978)；單時(shí)間序列預(yù)測(cè)與復(fù)合預(yù)測(cè)(Bilson & Levich, 1978); 基于專(zhuān)業(yè)預(yù)測(cè)服務(wù)公司的預(yù)測(cè)(King, 1978)等。但這里涉及到一個(gè)問(wèn)題：什么樣的遠(yuǎn)期匯率模型對(duì)于預(yù)測(cè)未來(lái)即期匯率而言效果最好，可以作為遠(yuǎn)期匯率預(yù)測(cè)模型的代表？就此，Clarida 和 Taylor(1997)提出以遠(yuǎn)期匯率的期限結(jié)構(gòu)模型來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)即期匯率，被證明是目前最好的預(yù)測(cè)模型(Clarida et al.，2003)。本文也將使用該模型作為基本預(yù)測(cè)模型，詳見(jiàn)后文實(shí)證部分。

相比國(guó)外，國(guó)內(nèi)關(guān)于遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)有效性的相關(guān)研究可謂鳳毛麟角，這與我國(guó)外匯體制的演進(jìn)有關(guān)。2005年匯改前基本上沒(méi)有相關(guān)文獻(xiàn)；之后，人民幣外匯市場(chǎng)快速發(fā)展，相關(guān)文獻(xiàn)開(kāi)始出現(xiàn)。其中，一部分文獻(xiàn)主要針對(duì)人民幣對(duì)幾種主要貨幣的單個(gè)外匯市場(chǎng)，如：戴國(guó)強(qiáng)、李良松(2008)利用差分方法進(jìn)行檢驗(yàn)，認(rèn)為人民幣對(duì)美元和港幣外匯市場(chǎng)是無(wú)效市場(chǎng)，并對(duì)其他貨幣外匯市場(chǎng)的弱式有效性持懷疑態(tài)度。盛斌、吳建濤(2010)運(yùn)用近似熵(appropriate entropy)的分析方法，考察了匯改前后人民幣外匯市場(chǎng)有效性的動(dòng)態(tài)變化，結(jié)果表明匯改使人民幣對(duì)日元和歐元外匯市場(chǎng)的有效性下降，而對(duì)美元外匯市場(chǎng)的有效性加強(qiáng)。另外一部分文獻(xiàn)則對(duì)人民幣DF和NDF兩個(gè)遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)的有效性同時(shí)進(jìn)行了探討，如：代幼渝、楊瑩(2007)的研究，認(rèn)為市場(chǎng)有效性假說(shuō)在兩個(gè)市場(chǎng)均不成立。劉京軍等(2009)通過(guò)建立誤差修正模型，對(duì)比研究境內(nèi)外人民幣遠(yuǎn)期市場(chǎng)的套期保值績(jī)效, 結(jié)果表明DF市場(chǎng)的套期保值績(jī)效優(yōu)于NDF 市場(chǎng)。楊玲玲、孫海霞(2011)通過(guò)構(gòu)建基于遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)的VECM模型，分別考察了人民幣境內(nèi)外遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)的有效性及價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，實(shí)證結(jié)果都拒絕了市場(chǎng)有效性假說(shuō)。

綜上所述，我們可以發(fā)現(xiàn): 1)國(guó)外關(guān)于外匯市場(chǎng)有效性的研究起步較早。伴隨著計(jì)量技術(shù)的發(fā)展，一方面，傳統(tǒng)的檢驗(yàn)方法逐步得到改進(jìn)與完善；另一方面，新的檢驗(yàn)形式也陸續(xù)涌現(xiàn)。但總體而言，現(xiàn)有的國(guó)外文獻(xiàn)關(guān)于市場(chǎng)有效性假說(shuō)是否在外匯市場(chǎng)成立則沒(méi)有形成統(tǒng)一的定論。2)相對(duì)而言，國(guó)內(nèi)對(duì)人民幣外匯市場(chǎng)相關(guān)研究主要出現(xiàn)在2005年匯改——我國(guó)正式開(kāi)始實(shí)行有管理的浮動(dòng)匯率制度以后，由于歷時(shí)不長(zhǎng)，相關(guān)文獻(xiàn)數(shù)量較少。3)國(guó)外絕大部分的文獻(xiàn)以及所有國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)都是基于對(duì)主要工業(yè)國(guó)家外匯市場(chǎng)有效性的實(shí)證檢驗(yàn)，而對(duì)新興經(jīng)濟(jì)體外匯市場(chǎng)有效性研究的文獻(xiàn)甚為少見(jiàn)，尤其是并沒(méi)有充分考慮到新興經(jīng)濟(jì)體中存在的DF和NDF市場(chǎng)分割情形。4)現(xiàn)有文獻(xiàn)主要是對(duì)單個(gè)遠(yuǎn)期市場(chǎng)的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，但針對(duì)人民幣遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)同時(shí)存在境內(nèi)外兩個(gè)遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)的現(xiàn)狀，研究其兩個(gè)市場(chǎng)的相對(duì)有效性情況更具有現(xiàn)實(shí)價(jià)值與啟示意義。

基于此，本文立足于人民幣遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)同時(shí)存在境內(nèi)DF和境外NDF兩個(gè)市場(chǎng)同時(shí)并行的現(xiàn)實(shí)運(yùn)行背景，通過(guò)在上述兩個(gè)市場(chǎng)分別構(gòu)造相對(duì)應(yīng)的遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)模型，來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)的即期匯率；并在此基礎(chǔ)上，通過(guò)選取3組不同的預(yù)測(cè)比較指標(biāo)，對(duì)兩個(gè)市場(chǎng)中遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)的預(yù)測(cè)表現(xiàn)進(jìn)行比較，進(jìn)而衡量?jī)蓚€(gè)市場(chǎng)的相對(duì)有效性程度，以此嘗試為現(xiàn)有研究做有益的補(bǔ)充。

三、匯率模型選擇與預(yù)測(cè)精度比較

(一)匯率模型的選擇

關(guān)于匯率預(yù)測(cè)模型，從上世紀(jì)80年代以后長(zhǎng)達(dá)20年的時(shí)間里，隨機(jī)游走模型在預(yù)測(cè)表現(xiàn)方面顯著占優(yōu)于任何一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的匯率變量模型(Mark,1995)。這種局面直到Clarida和Taylor(1997)通過(guò)提取由不同期限構(gòu)成的遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)的信息，來(lái)對(duì)未來(lái)即期匯率進(jìn)行預(yù)測(cè)才得以改觀(guān)(Clarida et al.，2003)。事實(shí)上，遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)容納了各方面的信息，包括利率、匯率政策預(yù)期、經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)變量和整個(gè)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行機(jī)制等。如果市場(chǎng)是理性的，則所有這些信息應(yīng)體現(xiàn)在遠(yuǎn)期匯率上，遠(yuǎn)期匯率模型是所有可選擇的模型中對(duì)未來(lái)即期匯率的最好預(yù)測(cè)(王曦、才國(guó)偉，2007)。因此，本文選擇遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)模型作為遠(yuǎn)期匯率預(yù)測(cè)模型。

根據(jù)Clarida 和 Taylor(1997)，Clarida等(2003)以及王與楊(Wang & Yang，2012)的研究，假設(shè)即期匯率st存在單位根(下文對(duì)即期匯率的單位根檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了這個(gè)假設(shè)是合理的)。

st=ωt+τt

(4)

其中，τt是一個(gè)零均值的平穩(wěn)隨機(jī)過(guò)程，而ωt為帶漂移的隨機(jī)游走過(guò)程，即ωt=v+ωt-1+et。

(5)

比較式(4)和式(5)，Clarida 和 Taylor發(fā)現(xiàn)st與fj，t擁有一個(gè)共同的隨機(jī)趨勢(shì)因子，兩式相減，得到：

(6)

(7)

因此，由上所知，基于Clarida 和 Taylor(1997)*Clarida等(2003)在Clarida 和 Taylor(1997)的基礎(chǔ)上放松了線(xiàn)性約束的假定，建立了非線(xiàn)性模型，并且得到了更優(yōu)的預(yù)測(cè)表現(xiàn)。在這里，為了簡(jiǎn)化我們的思路但不至于影響到結(jié)果的判斷，我們依然選擇的是Clarida 和Taylor(1997)的線(xiàn)性模型。當(dāng)然，我們也可用非線(xiàn)性模型做進(jìn)一步的檢測(cè)，并在日后的研究當(dāng)中進(jìn)一步改進(jìn)。的模型框架，我們可以分別在DF市場(chǎng)和NDF市場(chǎng)構(gòu)造出相對(duì)應(yīng)的遠(yuǎn)期匯率模型，即DF匯率模型和NDF匯率模型。

(二)匯率模型的樣本外預(yù)測(cè)

(三)DF匯率模型和NDF匯率模型的預(yù)測(cè)精度比較：指標(biāo)選擇

因此，本文采用了3種不同的損失函數(shù)作為 DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)模型預(yù)測(cè)精度的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，包括均方誤差(Mean Squared Error, MSE)、均方百分比誤差(Mean Squared Percentage Error, MSPE)和高斯準(zhǔn)極大似然損失函數(shù)誤差(QLIKE) 三個(gè)預(yù)測(cè)精度指標(biāo)來(lái)比較兩個(gè)匯率模型的樣本外預(yù)測(cè)效果，進(jìn)而考察兩個(gè)市場(chǎng)相對(duì)有效性程度的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程。具體定義如下：

其中，i=df/ndf，分別對(duì)應(yīng)DF市場(chǎng)或NDF市場(chǎng)的預(yù)測(cè)模型。

四、實(shí)證步驟與結(jié)果分析

本文實(shí)證分析的人民幣匯率數(shù)據(jù)均來(lái)自Bloomberg, 具體包括人民幣即期匯率、人民幣境內(nèi)DF匯率和境外NDF匯率數(shù)據(jù)(其中遠(yuǎn)期數(shù)據(jù)均包括1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月和12個(gè)月四個(gè)期限)，所有的數(shù)據(jù)都進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。考慮到人民幣外匯市場(chǎng)于2005年7月21日進(jìn)行了第一次匯改，則樣本期從2005年10月28日開(kāi)始，一直到2012年4月25日，頻率為天，每個(gè)時(shí)間序列均包含了1478個(gè)數(shù)據(jù)。結(jié)合本文實(shí)證分析的需要，其中，前471個(gè)數(shù)據(jù)(2005年10月28日至2007年12月28日)被當(dāng)做樣本基期，從2008年1月3日開(kāi)始直至2012年4月25日 共1007個(gè)數(shù)據(jù)做滾動(dòng)窗口樣本外預(yù)測(cè)分析。

(一)單位根檢驗(yàn)

首先，同時(shí)采用Dickey-Fuller、Phillip-Perron和DF-GLS三種方法來(lái)分別對(duì)即期匯率、境內(nèi)DF市場(chǎng)和境外NDF市場(chǎng)各自四種不同期限的遠(yuǎn)期匯率序列以及它們相對(duì)應(yīng)的差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

可以看出三種不同單位根檢驗(yàn)方法基本上得到同樣的結(jié)果：每一個(gè)變量的水平值序列存在單位根的原假設(shè)不能被拒絕，而其差分序列正好相反。于是結(jié)論就是：所有的即期遠(yuǎn)期匯率均為一階單整, 即I(1)序列，這也與國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)相吻合。

(二)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

1. 標(biāo)準(zhǔn)的協(xié)整檢驗(yàn)(standardized cointegration technique)

根據(jù)上述單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，我們知道由DF市場(chǎng)四個(gè)不同期限組成的期限結(jié)構(gòu)與即期匯率組成的DF系統(tǒng)，以及NDF市場(chǎng)遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)與即期匯率組成的NDF系統(tǒng)中的所有向量元素均為同階單整，從而我們可以用最大似然估計(jì)方法來(lái)分別對(duì)這兩個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行協(xié)整分析。

然而，Johansen協(xié)整分析實(shí)際上是系統(tǒng)協(xié)整關(guān)系(或秩)的個(gè)數(shù)和模型確定性成分(包括常數(shù)項(xiàng)，線(xiàn)性趨勢(shì)項(xiàng)和虛擬變量)的設(shè)定形式的聯(lián)合檢驗(yàn)，兩個(gè)檢驗(yàn)之間相互依賴(lài)。其中，確定性成分的設(shè)定非常重要，因?yàn)槠湫问綍?huì)影響協(xié)整檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和參數(shù)估計(jì)量的漸近特征，協(xié)整關(guān)系的確定取決于確定性成分的設(shè)定形式(Yang et al., 2012)。但在國(guó)內(nèi)，現(xiàn)有的文獻(xiàn)通常先主觀(guān)設(shè)定確定性成分，然后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，這必然會(huì)降低研究結(jié)論的可靠性(葉光等，2007)。

表1

注：統(tǒng)計(jì)量從左至右分別為Dickey-Fuller檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量， DF-GLS tau檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，Phillip-Perron 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量以及Phillip-Perron tau檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。***、**、*分別表示在1%，5%和10%置信水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)。

模型1：μ1=μ2=δ1=δ2=0；

模型2：μ2=δ1=δ2=0；

模型3：δ1=δ2=0；

模型4：δ2=0；

模型5：無(wú)約束。

從模型1到模型5，約束依次減少，模型5是無(wú)約束的情況。為了同時(shí)確定系統(tǒng)協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)以及相應(yīng)的確定性成分形式Mij, 其中，i表示協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)(i=0,1,2,…,p)；j指代模型確定性成分的第j種設(shè)定形式(j=1,2,3,4,5)。我們可以根據(jù)Pantula準(zhǔn)則(Pantula, 1989)，通過(guò)序貫假設(shè)檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)行模型選擇(Dawson & White, 2002)。該準(zhǔn)則的核心思想是從約束最強(qiáng)的模型1(即M01)開(kāi)始直到無(wú)約束的模型5(Mp5)，從左至右，由上至下，比對(duì)Mij的跡統(tǒng)計(jì)量與相對(duì)應(yīng)的臨界值水平。如果前者比后者大，即相應(yīng)的原假設(shè)被拒絕，然后，繼續(xù)下一個(gè)比對(duì)。如此，直到某處的原假設(shè)不能被拒絕時(shí)，序貫假設(shè)檢驗(yàn)停止，此時(shí)對(duì)應(yīng)的秩的個(gè)數(shù)和設(shè)定形式即為模型的最終選擇。然而在可供選擇的5種模型設(shè)定中，只有中間三種模型的設(shè)定形式是比較合乎實(shí)際的*模型1設(shè)定協(xié)整空間既不存在截距項(xiàng)，也不存在趨勢(shì)項(xiàng)；模型5只有在模型的水平設(shè)定中存在二次趨勢(shì)項(xiàng)時(shí)才是合理的，但在這種情況下，如果變量為對(duì)數(shù)形式，那就意味著該變量會(huì)呈現(xiàn)出持續(xù)增長(zhǎng)或衰減的態(tài)勢(shì)，這也是難以讓人理解的(Dawson & White, 2002)。，因此，我們只列出模型2到模型4的跡統(tǒng)計(jì)量結(jié)果，如表2所示。

表2　即期匯率與DF市場(chǎng)或NDF市場(chǎng)遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系的跡檢驗(yàn)

注：臨界值水平見(jiàn)Johansen & Nielsen(1993)。模型2沒(méi)有線(xiàn)性趨勢(shì)，協(xié)整關(guān)系中有常數(shù)項(xiàng)；模型3有線(xiàn)性趨勢(shì)；模型4協(xié)整關(guān)系中有趨勢(shì)項(xiàng)，即趨勢(shì)平穩(wěn)。

根據(jù)序貫檢驗(yàn)的原則，從表2可以看出，不論是DF市場(chǎng)遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)與即期匯率組成的DF系統(tǒng)，還是NDF市場(chǎng)遠(yuǎn)期匯率與即期匯率組成的NDF系統(tǒng)，在5%的置信水平下，r=4的原假設(shè)不能被拒絕。從而，我們可以得到結(jié)論：DF市場(chǎng)和NDF市場(chǎng)相對(duì)應(yīng)的系統(tǒng)均具有4個(gè)協(xié)整向量，這與上文匯率模型選擇中式(6)對(duì)系統(tǒng)協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)的預(yù)判結(jié)果是一致的。

為了進(jìn)一步保證協(xié)整的正確設(shè)定，我們參考王美今、余壯雄(2007)關(guān)于DGP識(shí)別的方法，考慮到上述模型1到模型5，分別對(duì)應(yīng)不同的DGP，從后往前推。模型5是無(wú)約束模型，隨著序號(hào)依次往前，相對(duì)應(yīng)的約束依次增加，因此相鄰DGP可以進(jìn)行約束檢驗(yàn)。按照這個(gè)邏輯，從模型4與模型5的約束檢驗(yàn)開(kāi)始，如果不能拒絕，接著檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?與模型4，依此類(lèi)推，直至約束檢驗(yàn)被拒絕才停止，此時(shí)相對(duì)應(yīng)的模型即為正確的DGP設(shè)定。根據(jù)相對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量*檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的具體形式可參考王美今、余壯雄(2007)。，表3分別列出了關(guān)于DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)DGP識(shí)別的相關(guān)約束檢驗(yàn)結(jié)果。

表3　基于DGP識(shí)別的約束檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可以看出，根據(jù)從后往前的約束檢驗(yàn)順序，無(wú)論是DF系統(tǒng)還是NDF系統(tǒng)，均直到模型1對(duì)模型2的約束檢驗(yàn)原假設(shè)才被拒絕。因此，我們可以斷定相對(duì)應(yīng)的模型2才是正確的DGP設(shè)定，這與我們上述根據(jù)Pantula準(zhǔn)則得到的結(jié)果是一致的。

2.遞歸協(xié)整分析(recursive cointegration technique)：協(xié)整關(guān)系的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

考慮到系統(tǒng)的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系可能存在結(jié)構(gòu)變化，我們進(jìn)一步采用Hansen 和 Johansen (1999)的遞歸協(xié)整分析來(lái)考察協(xié)整關(guān)系(包括協(xié)整階數(shù)和協(xié)整系數(shù))的穩(wěn)定性。在上文中，我們已通過(guò)跡檢驗(yàn)確定DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)(r)。在此基礎(chǔ)上，Hansen 和 Johansen (1999)通過(guò)構(gòu)造“Z-表達(dá)式”和“R-表達(dá)式”來(lái)進(jìn)行遞歸分析*所謂的“Z-表達(dá)式”和“R-表達(dá)式”的主要區(qū)別在于，在遞歸估計(jì)的過(guò)程中，前者對(duì)應(yīng)的模型當(dāng)中所有的系數(shù)(包括短期調(diào)整系數(shù)和長(zhǎng)期調(diào)整系數(shù))都隨著觀(guān)測(cè)值個(gè)數(shù)的增加而被重新進(jìn)行估計(jì)；而對(duì)于后者，短期調(diào)整系數(shù)固定不變，只有長(zhǎng)期系數(shù)被重新進(jìn)行估計(jì)，詳見(jiàn)Hansen和Johansen (1999)的研究。，進(jìn)而檢驗(yàn)系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系在考察的樣本期內(nèi)是否穩(wěn)定。

與“Z-表達(dá)式”相比，“R-表達(dá)式”的回歸方程剔除了短期波動(dòng)的影響，即如果在某一時(shí)點(diǎn)上系統(tǒng)變量之間的協(xié)整關(guān)系發(fā)生變化，那么應(yīng)當(dāng)歸因于長(zhǎng)期關(guān)系的不穩(wěn)定性，而與短期波動(dòng)無(wú)關(guān)。對(duì)于長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，“R-表達(dá)式”為更為合理的分析工具(Hansen & Johansen，1999)。因此，以下的檢驗(yàn)結(jié)果主要參考“R-表達(dá)式”。

圖1所示為DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)的遞歸協(xié)整檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量圖。特別值得注意的是，圖形當(dāng)中的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值都是經(jīng)過(guò)5%顯著性水平的臨界值正則化處理后的結(jié)果。因此，如果某一時(shí)刻的檢驗(yàn)值大于1，則表明在5%的顯著性水平下原假設(shè)被拒絕，從而意味著在該時(shí)點(diǎn)上系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系發(fā)生變化。反之，若檢驗(yàn)值小于1，則表明協(xié)整關(guān)系是穩(wěn)定的。另外，第1到第471個(gè)觀(guān)測(cè)值為選擇的樣本基期，從第472個(gè)觀(guān)測(cè)值到第1478個(gè)觀(guān)測(cè)值為樣本遞歸區(qū)間。總體來(lái)看，兩個(gè)系統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)量動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)是一致的。在原假設(shè)被拒絕與接受的分界線(xiàn)(即x=1.0)上，整個(gè)遞歸區(qū)間內(nèi)都一直保持有4條跡統(tǒng)計(jì)量的趨勢(shì)線(xiàn)，這意味著DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)均有且僅有4個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

圖1　DF系統(tǒng)(左圖)和NDF系統(tǒng)(右圖)的跡檢驗(yàn)

注：基于樣本基期(2005/10/28—2007/12/28)遞歸計(jì)算出的跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量趨勢(shì)圖(2008/01/03—2012/4/25)。其中統(tǒng)計(jì)值為1的水平線(xiàn)代表5%顯著性水平下的臨界值，大于1表示拒絕原假設(shè)，而小于1則表示接受原假設(shè)。每一條曲線(xiàn)代表1個(gè)對(duì)應(yīng)于系統(tǒng)存在不超過(guò)r個(gè)協(xié)整關(guān)系(或秩)的原假設(shè)，從上到下，r的值分別為1, 2, 3, 4, 5。

3.協(xié)整向量空間的識(shí)別檢驗(yàn)

對(duì)協(xié)整向量的約束檢驗(yàn)是協(xié)整理論后續(xù)發(fā)展的一個(gè)重要方面, 也是協(xié)整分析成為“檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的主要工具”的標(biāo)志(王少平、迪克，2006)。根據(jù)模型，由協(xié)整向量代表的長(zhǎng)期均衡關(guān)系應(yīng)該滿(mǎn)足如下條件：

(9)

表4　協(xié)整向量空間的識(shí)別檢驗(yàn)

4.協(xié)整空間的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)過(guò)度識(shí)別約束下的協(xié)整空間的穩(wěn)定性，根據(jù)Hansen 和 Johansen(1993)構(gòu)造的如下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)的檢驗(yàn)結(jié)果分別列于圖2。圖形中顯示的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值都是通過(guò)基于5%顯著性水平下的臨界值的正則化處理，所以當(dāng)檢驗(yàn)值大于1時(shí)，表示協(xié)整空間穩(wěn)定的原假設(shè)被拒絕，反之，則為接受。從兩個(gè)圖形可以看出，雖然DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)基于“Z-表達(dá)式”的統(tǒng)計(jì)值走勢(shì)圖顯示在某些時(shí)段協(xié)整空間不穩(wěn)定，但是基于“R-表達(dá)式”的統(tǒng)計(jì)值在整個(gè)遞歸區(qū)間都小于1。如上文所言，“R-表達(dá)式”相對(duì)“Z-表達(dá)式”是長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系穩(wěn)定性檢驗(yàn)更為合理的分析工具，因此，這意味著DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)的約束協(xié)整空間在長(zhǎng)期應(yīng)該是穩(wěn)定的。

(三)DF匯率模型和NDF匯率模型的預(yù)測(cè)比較分析

基于上述的檢驗(yàn)與分析，可以知道DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)均滿(mǎn)足式(6)對(duì)協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)與協(xié)整向量關(guān)系的預(yù)判?；诖耍覀兛梢詫?duì)DF系統(tǒng)與NDF系統(tǒng)各自對(duì)應(yīng)的模型進(jìn)行施加協(xié)整約束的VECM估計(jì)*可以運(yùn)用Stata12.0軟件實(shí)現(xiàn)。，并在此基礎(chǔ)上展開(kāi)滾動(dòng)時(shí)間窗口的樣本外預(yù)測(cè)能力檢驗(yàn)。根據(jù)上文對(duì)滾動(dòng)窗口的樣本外預(yù)測(cè)方法的介紹，本文將包括1478個(gè)交易日的全樣本劃分為“估計(jì)樣本”和“預(yù)測(cè)樣本”兩部分。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)兩個(gè)系統(tǒng)的預(yù)測(cè)能力是否受全球金融危機(jī)的影響，估計(jì)樣本只包含危機(jī)前 T=471個(gè)交易日(2005年10月28日至2007年12月28日)的數(shù)據(jù)，預(yù)測(cè)樣本則包含后續(xù)W=1008個(gè)交易日的數(shù)據(jù)(t=T+1, T+2,…, T+W)。然后在保持估計(jì)樣本長(zhǎng)度不變的情況下，連續(xù)向后滾動(dòng)，滾動(dòng)周期為1天。通過(guò)滾動(dòng)窗口樣本外預(yù)測(cè)，兩個(gè)預(yù)測(cè)模型的三個(gè)指標(biāo)統(tǒng)計(jì)量在預(yù)測(cè)區(qū)間的連線(xiàn)圖分別列于圖3、圖4和圖5。

圖2　DF系統(tǒng)(上)和NDF系統(tǒng)(下)協(xié)整空間的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

注：基于樣本基期(2005/10/28—2007/12/28)遞歸計(jì)算出的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量趨勢(shì)圖(2008/01/03—2012/4/25)。其中統(tǒng)計(jì)值為1的水平線(xiàn)代表5%顯著性水平下的臨界值，大于1表示拒絕協(xié)整空間穩(wěn)定的原假設(shè)，而小于1則表示接受原假設(shè)。其中，位于圖上方的點(diǎn)線(xiàn)表示的是基于“Z-表達(dá)式”的統(tǒng)計(jì)值，而下方的點(diǎn)劃線(xiàn)則是基于“R-表達(dá)式”。

圖3　DF模型和NDF模型的預(yù)測(cè)比較：MSE

圖4　DF模型和NDF模型的預(yù)測(cè)比較：MSPE

圖5　DF模型和NDF模型的預(yù)測(cè)精度比較：QLIKE

要比較預(yù)測(cè)模型的優(yōu)劣程度，可以直接比較損失函數(shù)的大小。RMSE的值越小, 說(shuō)明預(yù)測(cè)表現(xiàn)越好。從上述三個(gè)圖形可以看出，三個(gè)指標(biāo)的結(jié)果是基本一致的。因此，這也從一個(gè)側(cè)面驗(yàn)證了預(yù)測(cè)結(jié)果的穩(wěn)健性。從整個(gè)樣本外預(yù)測(cè)區(qū)間來(lái)看，不論基于哪一種損失函數(shù)形式，關(guān)于DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)模型的預(yù)測(cè)精度比較，可以區(qū)分為兩個(gè)不同的時(shí)段來(lái)分析。其中，從2008年1月至2008年5月(金融危機(jī)初期，如圖中空心圓所標(biāo)示的位置，箭頭所指的方向?yàn)橄鄬?duì)應(yīng)的局部放大圖)， DF匯率模型的損失函數(shù)的值都要小于NDF匯率模型。這意味著在該段時(shí)間內(nèi)， DF模型的樣本外預(yù)測(cè)要優(yōu)于NDF模型，這與Wang和Yang (2012)的結(jié)果是基本一致的*相對(duì)Wang 和 Yang(2012)所使用的樣本頻率為周，并且預(yù)測(cè)方法也是基于固定窗口的樣本外預(yù)測(cè)，預(yù)測(cè)區(qū)間為2007年第44周到2008年第30周，本文在預(yù)測(cè)方法和數(shù)據(jù)頻率上都有所更新，并且樣本外預(yù)測(cè)區(qū)間也更長(zhǎng)，因此在結(jié)果上存在差異。?？赡艿脑蚴且?yàn)镈F市場(chǎng)存在央行干預(yù)，特別是在危機(jī)顯露的時(shí)機(jī)，出于穩(wěn)定匯率的目的，央行會(huì)適時(shí)在遠(yuǎn)期市場(chǎng)進(jìn)行干預(yù)，使匯率不至于過(guò)度波動(dòng)。這有利于穩(wěn)定市場(chǎng)情緒，疏導(dǎo)市場(chǎng)其他參與者對(duì)未來(lái)匯率走勢(shì)的預(yù)期，一定程度上使得所有參與者在信息獲取方面具有更高的同質(zhì)性，從而使得DF市場(chǎng)表現(xiàn)得更加有效。而2008年5月之后，兩個(gè)模型的預(yù)測(cè)精度均持續(xù)增強(qiáng)，但兩者強(qiáng)弱比較的結(jié)論正好相反，此時(shí)，NDF模型的預(yù)測(cè)表現(xiàn)要比DF模型好，NDF市場(chǎng)相比DF市場(chǎng)更有效。這可能與NDF市場(chǎng)是更為自由開(kāi)放的市場(chǎng)有直接關(guān)系。因?yàn)镹DF市場(chǎng)為離岸市場(chǎng)，處于監(jiān)管的灰色地帶，并且市場(chǎng)參與者主要為國(guó)際投機(jī)者，一般情況下市場(chǎng)價(jià)格均能反映市場(chǎng)對(duì)人民幣的供需實(shí)況。

另外，值得特別注意的是，在2010年6月19日人民幣外匯市場(chǎng)啟動(dòng)第二次匯改前后，雖然從損失函數(shù)值的比較來(lái)看，仍然是NDF模型小于DF模型，但兩個(gè)模型損失函數(shù)值的差經(jīng)歷了一個(gè)從發(fā)散到收斂(匯改前)，然后又從收斂到發(fā)散(匯改后)的過(guò)程。這在一定程度上說(shuō)明了匯改會(huì)影響DF系統(tǒng)和NDF系統(tǒng)模型的預(yù)測(cè)精度，但關(guān)于具體的影響機(jī)制，在這里暫且不做考察。

進(jìn)一步地，為了更直觀(guān)的比較兩個(gè)預(yù)測(cè)模型的優(yōu)劣程度，也可采用損失函數(shù)的比值來(lái)進(jìn)行分析，如Ratio_mse=MSEdf/MSEndf表示DF匯率模型和NDF匯率模型的均方誤MSEdf和MSEndf的比值，若Ratio_mse<1，則說(shuō)明前者的預(yù)測(cè)表現(xiàn)要優(yōu)于后者，反之則后者預(yù)測(cè)表現(xiàn)比前者好。

圖6　DF系統(tǒng)與NDF系統(tǒng)的滾動(dòng)樣本預(yù)測(cè)比較

注：Ratio_mse,Ratio_mspe和Ratio_qlike分別是NDF系統(tǒng)和DF系統(tǒng)相對(duì)應(yīng)的平均平方誤差(MSE),平均平方百分比誤差(MSPE)和高斯準(zhǔn)極大似然損失函數(shù)(QLIKE)的比值。比值等于1，意味著兩個(gè)模型的預(yù)測(cè)表現(xiàn)是一樣的；小于1，說(shuō)明前者比后者預(yù)測(cè)能力強(qiáng)；大于1，后者比前者強(qiáng)。

從圖6可以清晰地看到，除了2008年1月至5月這段時(shí)間，NDF系統(tǒng)與DF系統(tǒng)三個(gè)指標(biāo)的比值都在水平線(xiàn)1以上之外，在樣本外預(yù)測(cè)區(qū)間的其他時(shí)期，比值均在水平線(xiàn)1以下。這意味著在2008年金融危機(jī)初期，DF匯率模型對(duì)未來(lái)即期匯率的預(yù)測(cè)要優(yōu)于DF匯率模型, 而在一般時(shí)期后者要比前者預(yù)測(cè)效果好。

從而，結(jié)合基于預(yù)測(cè)比較檢驗(yàn)的市場(chǎng)有效性檢驗(yàn)方法，上述實(shí)證結(jié)果意味著在金融危機(jī)初期DF市場(chǎng)相較NDF市場(chǎng)更為有效，而在一般時(shí)期NDF市場(chǎng)相對(duì)DF市場(chǎng)更為有效。

五、總結(jié)與討論

由于我國(guó)匯率制度安排的特殊性，人民幣遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)形成了境內(nèi)DF和境外NDF兩個(gè)市場(chǎng)同時(shí)并存的特殊分割結(jié)構(gòu)。本文在Clarida 和 Taylor(1997)的模型框架下，使用2005至2012年間的日度數(shù)據(jù)，分別在境內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)構(gòu)造了包括1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月和12個(gè)月四個(gè)期限的遠(yuǎn)期匯率期限結(jié)構(gòu)模型，通過(guò)比較RMSE 、MSPE和QLIKE三個(gè)預(yù)測(cè)精度指標(biāo)來(lái)比較模型的樣本外預(yù)測(cè)效果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在危機(jī)初期DF匯率模型比NDF匯率模型預(yù)測(cè)效果好，而后者在一般時(shí)期優(yōu)于前者。這意味著：1)在2008年金融危機(jī)初期DF市場(chǎng)比NDF市場(chǎng)更為有效；2)對(duì)于NDF市場(chǎng)而言，在一般情況下相比DF市場(chǎng)更有效。由于遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)的有效性決定了其價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能與套期保值績(jī)效的發(fā)揮，基于上述結(jié)果，本文有如下經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋以及政策涵義：

第一， DF市場(chǎng)相對(duì)NDF市場(chǎng)更能表現(xiàn)出危機(jī)的敏感性。前文已經(jīng)提出，在NDF市場(chǎng)，高達(dá)60%到80%的交易都是出于投機(jī)的目的(Lipscomb, 2005)。在危機(jī)時(shí)期，市場(chǎng)信號(hào)紊亂，投資和投機(jī)主體的預(yù)期也將會(huì)出現(xiàn)極大的不一致性，從而導(dǎo)致了市場(chǎng)混亂的交易行為。這實(shí)際上是體現(xiàn)了市場(chǎng)機(jī)制在特定時(shí)期的紊亂和失靈。而此時(shí)在國(guó)內(nèi)DF市場(chǎng)，由于其主要交易仍是依據(jù)“實(shí)需原則”的套期保值交易，并且有中央銀行的主動(dòng)干預(yù)行為，市場(chǎng)預(yù)期也會(huì)相對(duì)穩(wěn)定，因此此時(shí)DF市場(chǎng)在價(jià)格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能的實(shí)現(xiàn)方面更占優(yōu)勢(shì)。在危機(jī)初期表現(xiàn)出更好的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能和套期保值績(jī)效，結(jié)合DF市場(chǎng)的參與者構(gòu)成，這體現(xiàn)了央行干預(yù)在危機(jī)時(shí)期的重要性。

第二，在一般時(shí)期，NDF市場(chǎng)表現(xiàn)更為有效，意味著它具有更好的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能和套期保值績(jī)效。這主要是因?yàn)镹DF市場(chǎng)具有更多種類(lèi)和數(shù)目的參與者，不僅有傳統(tǒng)意義的套期保值和套利者，還有眾多的投機(jī)者；其交易量也體現(xiàn)了更強(qiáng)的流動(dòng)性。從這個(gè)意義上，NDF市場(chǎng)的構(gòu)成更加完備。由此，引申出兩方面的含義：1)根據(jù)國(guó)家外匯管理局的《通知》*2006年10月27日，國(guó)家外匯管理局向相關(guān)機(jī)構(gòu)下發(fā)了《關(guān)于外匯指定銀行對(duì)客戶(hù)遠(yuǎn)期結(jié)售匯業(yè)務(wù)和人民幣與外幣掉期業(yè)務(wù)有關(guān)外匯管理問(wèn)題的通知》，規(guī)定未經(jīng)國(guó)家外匯管理局批準(zhǔn)，境內(nèi)機(jī)構(gòu)和個(gè)人不得以任何形式參與境外人民幣對(duì)外匯衍生交易，銀行應(yīng)在規(guī)定范圍內(nèi)對(duì)客戶(hù)提供規(guī)避人民幣匯率風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)品服務(wù)。規(guī)定，境內(nèi)企業(yè)或機(jī)構(gòu)未經(jīng)允許不能參與境外人民幣外匯衍生交易。也就是說(shuō)，境內(nèi)企業(yè)機(jī)構(gòu)只能在DF市場(chǎng)進(jìn)行套期保值。從而，對(duì)境內(nèi)企業(yè)套期保值的這種制度限制，使得對(duì)于企業(yè)來(lái)說(shuō)，雖然NDF市場(chǎng)是一個(gè)更好的選擇，但是不得不做一個(gè)次優(yōu)的套期保值選擇。2)因?yàn)镹DF市場(chǎng)具有更好的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，即擁有定價(jià)權(quán)，這對(duì)于人民幣匯率形成機(jī)制無(wú)疑是一個(gè)挑戰(zhàn)。因此，在后續(xù)的匯率形成機(jī)制改革中應(yīng)該進(jìn)一步放寬市場(chǎng)準(zhǔn)入條件和資本管制，豐富DF市場(chǎng)的參與者，提高DF市場(chǎng)的流動(dòng)性和有效性，才能爭(zhēng)取和體現(xiàn)DF市場(chǎng)主動(dòng)的定價(jià)權(quán)，更好地發(fā)揮其價(jià)格發(fā)現(xiàn)和套期保值的功能。

總體而言，本文的分析重申了一個(gè)古老而又重要的命題：在一般時(shí)期，市場(chǎng)機(jī)制對(duì)于調(diào)節(jié)資源而言是相對(duì)有效的，市場(chǎng)化仍是大方向；但在特定時(shí)期，市場(chǎng)機(jī)制出現(xiàn)失靈之時(shí)，政府(本文指中央銀行)主動(dòng)干預(yù)以穩(wěn)定市場(chǎng)預(yù)期的行為仍然是必不可少的。如何同時(shí)兼顧市場(chǎng)與政府的功能，是人民幣匯改的原則和導(dǎo)向。

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【責(zé)任編輯：許玉蘭；責(zé)任校對(duì)：許玉蘭，楊海文】

中圖分類(lèi)號(hào)：F830.92

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-9639(2015)04-0184-14

作者簡(jiǎn)介：楊嬌輝，中山大學(xué)國(guó)際商學(xué)院講師(珠海519082)；

*收稿日期：2014—11—28

基金項(xiàng)目：廣東省高校高層次人才項(xiàng)目(珠江學(xué)者1414003)；中央高校基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)專(zhuān)項(xiàng)資金項(xiàng)目；教育部重大課題攻關(guān)項(xiàng)目(11JZD022)；廣東省自然科學(xué)基金博士啟動(dòng)項(xiàng)目“OFDI區(qū)位分布的風(fēng)險(xiǎn)特征研究：國(guó)際經(jīng)驗(yàn)、中國(guó)模式與廣東實(shí)踐”(2014A030310079)

王曦，中山大學(xué)嶺南學(xué)院教授(廣州 510275)；

王凱立，臺(tái)灣東海大學(xué)財(cái)務(wù)金融系教授(臺(tái)中40774)。