朱魯秀

摘要：本文運用GARCH模型，研究了清算協(xié)議修訂以來香港人民幣NDF收益率的波動性。研究發(fā)現(xiàn)：（1）香港人民幣NDF收益率的波動主要由市場參與主體的群體性行為導(dǎo)致；（2）期限較短的NDF市場中群體性行為弱，期限較長的NDF市場中的群體性行為強。

關(guān)鍵詞：人民幣NDF； 離岸人民幣金融中心；波動性

一、引言

香港人民幣離岸金融中心是人民幣國際化的戰(zhàn)略重點?！笆濉币?guī)劃綱要提出，支持香港成為離岸人民幣業(yè)務(wù)中心和國際資產(chǎn)管理中心，鞏固和提升香港國際金融中心地位。2009年7月人民幣跨境貿(mào)易結(jié)算試點方案推出后，香港離岸市場快速擴張。2010年7月清算協(xié)議的修訂與補充合作備忘錄的簽訂，消除開立人民幣企業(yè)賬戶的行業(yè)限制。香港人民幣賬戶開立不再限于與貿(mào)易或服務(wù)相關(guān)行業(yè)，券商、保險、基金公司等金融機構(gòu)都可以開立人民幣賬戶，為金融業(yè)界開發(fā)不同種類的人民幣產(chǎn)品掃清了障礙。 在2010年11月后，香港離岸人民幣金融中心的各項人民幣業(yè)務(wù)駛?cè)肟燔嚨?。人民幣跨境結(jié)算的80%都在香港進行，香港的人民幣資金池快速擴張。2012年6月末，香港的人民幣存款額達5577.1億元，人民幣貸款余額為5340億元，人民幣債券余額達1613元，通過香港進行的跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算12131億元。香港人民幣離岸市場的各種產(chǎn)品也日益豐富，陸續(xù)推出以人民幣計價的基金、保險、存款證、期貨、人民幣與港幣同時計價的“雙幣雙股”等金融產(chǎn)品。香港離岸人民幣市場參與主體日趨豐富，參與深度不斷提高。2012年6月末，195家銀行使用香港的人民幣清算系統(tǒng)，海外銀行在香港銀行開立了1227個銀行賬戶。2012年6月末人民幣債券市場的成交量為1600億。

從香港人民幣外匯交易產(chǎn)品來看，在原有人民幣非交割遠期（NDF）產(chǎn)品的基礎(chǔ)上，香港推出了人民幣即期交易、遠期交易、互換、掉期交易等外匯產(chǎn)品。香港人民幣NDF出現(xiàn)在1996年，是香港人民幣離岸市場的重要組成部分。從外匯市場的成交情況看，人民幣NDF是成交量較大的產(chǎn)品， 2011年1月 與2月的人民幣NDF成交量分別為622.40和384.76億美元。從人民幣NDF產(chǎn)品的市場功能來看，實務(wù)界把人民幣NDF作為各種人民幣離岸產(chǎn)品風(fēng)險管理的對沖工具，同時也把人民幣NDF報價作為人民幣匯率預(yù)期的重要參考。

在香港離岸人民幣金融中心的定位確定后，香港離岸人民幣產(chǎn)品對風(fēng)險管理工具的需求日益迫切，由于NDF產(chǎn)品發(fā)展最早，相對成熟，成為資產(chǎn)組合與風(fēng)險管理的重要工具，認識其風(fēng)險特征對于微觀主體的風(fēng)險管理具有重要的意義。本文關(guān)注的問題是：在香港人民幣離岸市場的興起的進程中，人民幣NDF產(chǎn)品的收益率的波動性呈現(xiàn)什么特點？這些特點對于微觀主體的風(fēng)險管理的意義是什么？ 香港人民幣NDF早就引起學(xué)者的關(guān)注，但主要研究成果是在2002年人民幣升值預(yù)期形成后取得。研究興趣主要集中在香港人民幣NDF與境內(nèi)外匯市場之間的關(guān)系。從外匯交易實踐看，NDF匯率已逐漸成為實務(wù)界度量人民幣匯率未來走勢的主要指標(biāo)和涉及人民幣匯率的各類交易產(chǎn)品定價的重要參考。這方面的研究主要有黃學(xué)軍和吳沖峰（2006）[1]、嚴敏和巴曙松（2010）[2]、賀曉博和張笑梅（2012）[3]等，他們的研究結(jié)果表明NDF市場對香港和境內(nèi)人民幣價格存在較強的影響，提供了支持人民幣NDF的市場主導(dǎo)地位的證據(jù)。

有少量研究關(guān)注了NDF產(chǎn)品的時間序列特征。董益彪等（2007）[4]使用ARCH模型族研究亞洲金融危機以來的人民幣NDF匯率的波動特征。結(jié)論是亞洲金融危機以來人民幣預(yù)期匯率存在ARCH效應(yīng)，具有尖峰、厚尾、波動群集性和非對稱性等特征。曹紅輝和王?。?008）[5]也建立CNYNDF的高頻日匯率隨機游走模型，運用ARCH族模型檢驗該模型的殘差后發(fā)現(xiàn)，其時間序列具有有“尖峰厚尾性”和集群性特征。

以上文獻形成的時期較早，香港人民幣離岸市場作為人民幣國際化戰(zhàn)略布局中的重要戰(zhàn)略地位還沒有確定，且研究對于人民幣NDF產(chǎn)品的時間序列特征關(guān)注不充分。本文使用香港人民幣清算協(xié)議修訂以來的數(shù)據(jù)，運用GARCH模型研究各個期限的人民幣NDF產(chǎn)品的收益率時間序列的波動特征，為微觀主體的風(fēng)險管理決策層提供參考。

二、人民幣NDF收益率時間序列的GARCH模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)與模型選擇說明

以各個期限人民幣NDF報價作為樣本，樣本期間覆蓋2010年7月19日到2013年1月31日，每個序列共有649個樣本點。數(shù)據(jù)來源于香港資財市場公會網(wǎng)站。對NDF時間序列取對數(shù)后差分得到其收益率序列，各期限的收益率序列分別用RiM表示，i是NDF報價的期限。人民幣NDF報價采用直接標(biāo)價法，得到美元收益率序列。如果該收益率大于0，說明美元升值，相應(yīng)地人民幣貶值。如果收益率小于0，說明美元貶值，相應(yīng)地人民幣升值。

時間序列通常具有波動集群效應(yīng)GARCH，方差會隨著時間的變化而變化，使用GARCH模型可以得到更加有效的參數(shù)估計結(jié)果。從風(fēng)險對沖工具的角度來看，準確地衡量各期限NDF報價的方差的時變特征，可以使得對風(fēng)險的定價更為合理；從NDF作為人民幣匯率預(yù)期的角度來分析， GARCH模型中的均值方程與方差方程的分析，可以觀察NDF產(chǎn)品報價是否具有穩(wěn)定性特征。

時間序列是否存在波動集群現(xiàn)象和是否具有平穩(wěn)性是適用模型建模的兩個基本依據(jù)。波動集群現(xiàn)象可以通過模型輸出結(jié)果得到事后的驗證。使用ADF檢驗方法分別對6個不同期限的收益率時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果由表1給出。6個不同期限的收益率時間序列都在1%的顯著性水平上拒絕單位根假設(shè)，可以使用GARCH模型對各個階段的收益率序列進行建模并進行參數(shù)估計。

（二）模型設(shè)定

（三）模型設(shè)定的檢驗

為保證模型設(shè)定的正確性，在參數(shù)估計完成后，用標(biāo)準殘差的相關(guān)圖檢驗均值方程的設(shè)定。如果均值方程是被正確設(shè)定的，那么所有的Q—統(tǒng)計量都不顯著。用殘差檢驗/殘差平方相關(guān)圖檢驗方差方程的設(shè)定。如果方差方程是被正確指定的，那么所有的Q—統(tǒng)計量都不顯著。

三、參數(shù)估計及結(jié)果分析

（一）參數(shù)估計

使用EVIEWS5.0，作為數(shù)據(jù)處理的工具軟件，對6個期限的收益率時間序列進行GARCH模型的參數(shù)估計，表2報告了模型估計的結(jié)果。表2同時提供了各個階段收益率序列GARCH模型估計的統(tǒng)計量，包括對數(shù)似然值、AIC與SC、D-W統(tǒng)計量。從表2報告的結(jié)果來看，R2M、R3M、R6M、R9M、R12M序列的GARCH模型參數(shù)估計都滿足（3）式所施加的約束。這5個期限的收益率序列的參數(shù)估計都通過均值設(shè)定與方差設(shè)定檢驗，由于篇幅所限，不再列出檢驗的結(jié)果。

表2顯示看，R1M參數(shù)估計結(jié)果不滿足模型（3）式的約束，且對數(shù)似然值比較小，D-W值為2.76，說明R1M不具有平穩(wěn)性，在樣本期間發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。設(shè)R1M為AR（1）過程，使用Chow Breakpoint檢驗方法進行結(jié)構(gòu)突變的檢驗，以日期2010年11月11日為結(jié)構(gòu)突變點，檢驗結(jié)果如表3。

在發(fā)生突變前，R1M只有84個樣本點，在突變后有565個樣本點。由于突變前樣本點過小，只針對突變后的R1M序列進行GARCH模型參數(shù)估計。得到新的R1M的GARCH模型估計結(jié)果，參數(shù)估計通過均值設(shè)定與方差設(shè)定的正確性檢驗，檢驗結(jié)果在表3中列出，變量名為“R1MCB”。

（二）實證結(jié)果分析

1、均值方程分析 R1MCB、R2M、R3M、R6M、R9M的解謎變量都是滯后2期的收益率，R12M的解謎變量是滯后8期的收益率。R6M與R12M的解謎變量的系數(shù)為正，分別為0.08和0.13；R1MCB、R2M、R3m、R9M的解釋變量的系數(shù)為負，R1MCB的系數(shù)為-0.12，R2M、R3M、R9M的解釋變量的系數(shù)分別為-0.09、-0.09、-0.07。這些數(shù)據(jù)表明，在NDF的收益率均值預(yù)測中滯后期收益率的方向雖然不同，信息含量較低，對收益率均值預(yù)測的貢獻較小。滯后的期數(shù)說明了R12M的穩(wěn)定性最強，由滯后8期的收益率來解釋均值方程。其他期限NDF報價收益率序列的穩(wěn)定性較弱，都由滯后2期的收益率來解釋均值方程。

2、方差方程分析 表2顯示，R1MCB、R2M、R3M的方差結(jié)構(gòu)相同，都是GARCH（1，1）結(jié)構(gòu)，R6M的方差方程是GARCH（1，2）結(jié)構(gòu)；R9m、R12M的方差方程是GARCH（2，1）結(jié)構(gòu)。模型方差解釋變量各項系數(shù)均顯著不為零，說明條件異方差性明顯。

根據(jù)表2給出的參數(shù)估計結(jié)果與公式（3）可以計算得到ARCH與GARCH項的系數(shù)之和。R1MCB的ARCH與GARCH項的系數(shù)之和為0.85；R2M 、R3M的ARCH與GARCH項的系數(shù)之和分別是0.971與0.979； R6M 、R9M、 R12M的ARCH與GARCH項的系數(shù)之和分別為0.997、 0.994 與0.992。這些數(shù)據(jù)說明：NDF產(chǎn)品的期限越長，系數(shù)之和越大，且接近于1，說明隨著期限的變長，沖擊對具有較長期限的NDF收益率的影響加大，持續(xù)性變強。

ARCH現(xiàn)象的經(jīng)濟含義反映了外部沖擊持續(xù)性。持續(xù)性意味著市場中一旦出現(xiàn)人民幣升值或貶值預(yù)期，這一趨勢將持續(xù)相當(dāng)長時間。從表2反映的各個期限NDF報價收益率序列的ARCH項系數(shù)或系數(shù)之和都較小，R1MCB、 R2M、R3M、R6M、 R9M與R12M的項系數(shù)或系數(shù)之和分別為0.276、0.155、0.162、0.325、0.058、0.063，表明對NDF收益率序列的一個外部沖擊的持續(xù)較弱，尤其是對9月與12個月NDF報價收益率的基本上沒有持續(xù)性。

對比GARCH與ARCH項的系數(shù)，可以看出：雖然沖擊對各個期限收益率序列的影響具有持續(xù)性，但這種持續(xù)性主要是由市場參與主體的群體性行為引起。

四、主要研究結(jié)論

本文運用GARCH模型，研究了清算協(xié)議修訂以來香港人民幣NDF產(chǎn)品的時間序列特征。得出的主要結(jié)論有：

（1）滯后期的收益率對收益率均值預(yù)測的貢獻較小。

（2）香港人民幣NDF收益率的波動主要由市場參與主體的群體性行為導(dǎo)致，外部沖擊對波動的影響不具有持續(xù)性。

（3）從各個期限的NDF收益率波動的群體性行為來看，期限較短的NDF市場中群體性行為相對較弱，而期限較長的9個月與12個月的NDF市場的群體性行為最強。這一發(fā)現(xiàn)的可能解釋不同期限NDF市場中參與者的交易目的不同。期限較短的市場參考者主要以風(fēng)險管理為目的；而期限較長的NDF市場的參與者主要是以投機為目的，一旦某種預(yù)期出現(xiàn)，很容易形成單邊預(yù)期。

參考文獻：

[1]黃學(xué)軍，吳沖峰.離岸人民幣非交割遠期與境內(nèi)即期匯率價格的互動：改革前后[J].金融研究， 2006（11）：83-89

[2]嚴敏，巴曙松.境內(nèi)外人民幣遠期市場間聯(lián)動與定價權(quán)歸屬：實證檢驗與政策啟示[J].經(jīng)濟科學(xué)，2010（1）：72-84

[3]賀曉博，張笑梅.境內(nèi)外人民幣外匯市場價格引導(dǎo)關(guān)系的實證研究——基于香港、境內(nèi)和NDF的市場的數(shù)據(jù)[J].國際金融研究，2012（6）：58-66

[4]董益彪，陳志昴，王麗.人民幣匯率預(yù)期的實證研究——基于亞洲金融危機以來NDF匯率的ARCH效應(yīng)分析[J].改革與戰(zhàn)略， 2007（8）：64-67

[5]曹紅輝，王琛.人民幣匯率預(yù)期：基于ARCH族模型的實證分析[J].國際金融研究，2008（4）：52-59