郭紅　張吉鵬

(天津財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，天津，300222)

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人民幣匯率：理性預(yù)期還是適應(yīng)預(yù)期

郭紅張吉鵬

(天津財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，天津，300222)

匯率預(yù)期影響人民幣匯率的重要因素之一。針對人民幣匯率預(yù)期的形成機制，本文分別對理性預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)進行實證檢驗。通過對理性預(yù)期假設(shè)進行直接檢驗，發(fā)現(xiàn)同時考慮無偏性和有效性，人民幣匯率預(yù)期顯然是非理性的。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建了基于非抵補利率平價的適應(yīng)性預(yù)期模型，檢驗人民幣匯率預(yù)期是否具有適應(yīng)性特征。實證結(jié)果表明，相較于理性預(yù)期而言，人民幣匯率預(yù)期具有更顯著的適應(yīng)性預(yù)期特征，即在人民幣匯率預(yù)期形成過程中，對未來匯率的預(yù)期會受到上期匯率預(yù)期偏差的影響。

理性預(yù)期；適應(yīng)性預(yù)期；非抵補利率平價

一、引言

自2005年7月匯率制度改革以來，人民幣匯率市場化程度不斷提高，匯率彈性不斷加大，預(yù)期因素對人民幣匯率的影響日益顯著。人民幣匯率的歷史表現(xiàn)是市場參與者匯率預(yù)期形成的重要參考，同時這一預(yù)期的形成又反過來對人民幣匯率的未來走勢產(chǎn)生推動作用，兩者相互作用，最終作用于經(jīng)濟的運行。正因為此，一旦市場形成強烈的單邊匯率預(yù)期或匯率預(yù)期的異常變動，就將成為引發(fā)投機資金大規(guī)模流出流入，形成熱錢涌入、資本外逃、資本流入突然中斷等國際資本流動異?，F(xiàn)象的重要誘因，從而給國內(nèi)的金融與經(jīng)濟穩(wěn)定帶來巨大沖擊，成為經(jīng)濟運行中的不穩(wěn)定因素。同時，隨著我國中央銀行逐步退出常態(tài)式外匯市場干預(yù)，間接的匯率政策工具已成為必然的選擇。而間接匯率政策工具中重要的組成部分就是通過加強對匯率預(yù)期的管理和引導，分化預(yù)期，避免形成強烈的單邊匯率預(yù)期，實現(xiàn)匯率的雙向波動。為了更好地引導和管理人民幣匯率預(yù)期，現(xiàn)階段有必要對人民幣匯率決定中的預(yù)期形成進行深入研究，為人民幣匯率預(yù)期管理以及人民幣匯率制度改革的進一步深化提供更加可靠的理論及實證依據(jù)。

本文首先分析了匯改后人民幣匯率預(yù)期的形成特征，試圖解答人民幣匯率預(yù)期是否是理性預(yù)期？如果是非理性預(yù)期，那么預(yù)期形成具有什么性質(zhì)和特點？通過邏輯推演發(fā)現(xiàn)，相較于理性預(yù)期，人民幣匯率

預(yù)期形成更強的適應(yīng)性預(yù)期特征。進而對這一命題進行實證檢驗，通過對人民幣匯率預(yù)期是否理性進行直接檢驗，得出人民幣匯率預(yù)期非理性的結(jié)論，然后基于非抵補利率平價模型，通過誤差修正模型對人民幣匯率預(yù)期形成機制進行實證分析。實證結(jié)果支持人民幣匯率預(yù)期具有顯著的適應(yīng)性特征并根據(jù)這一結(jié)論提出了引導和管理人民幣匯率預(yù)期的對策建議。

二、相關(guān)文獻回顧

預(yù)期形成是經(jīng)濟和金融研究中的重要問題。大量經(jīng)濟理論的推導要建立在對預(yù)期形成的假設(shè)上，其中最為普遍的假設(shè)就是Muth(1961)提出的理性預(yù)期假設(shè)，即理性的經(jīng)濟人充分利用其可獲得的一切信息對經(jīng)濟變量的未來值進行估計和預(yù)期，其所得估計值與經(jīng)濟系統(tǒng)“真實”理論模型的預(yù)測結(jié)果相一致。

早期匯率決定理論就是建立在理性預(yù)期的假設(shè)之上的。但是由于理性預(yù)期既要求預(yù)期沒有系統(tǒng)偏誤，即無偏性，同時還要充分利用現(xiàn)有信息，即有效性，這一嚴苛的前提條件，使學者開始思考理性預(yù)期假設(shè)是否合理。在對匯率預(yù)期是否理性的經(jīng)驗研究上，學者們采用了不同的方法和數(shù)據(jù)進行檢驗，得出了截然不同的兩種結(jié)論。一類觀點認為匯率具有非理性特征，如Frankel和Froot(1987)利用調(diào)查數(shù)據(jù)對匯率預(yù)期性質(zhì)進行檢驗，結(jié)果表明，匯率預(yù)期是非靜態(tài)的，在不同時期對于是否滿足理性預(yù)期假設(shè)表現(xiàn)不同。MacDonald和Taylor(1989)通過問卷調(diào)查獲得匯率預(yù)期數(shù)據(jù)，他們檢驗了遠期升貼水對匯率預(yù)測誤差的影響，發(fā)現(xiàn)匯率的理性預(yù)期假設(shè)不成立。Ito(1990)采用廣義矩估計進行實證分析，證實了日本外匯市場匯率預(yù)期的有偏性。為了檢驗不同幣種的匯率預(yù)期是否理性，Chinn和Frankel(1994)將樣本擴大至25種貨幣，結(jié)果同樣表明匯率預(yù)期是有偏的。此外，Versehoor和Wolff(2002)，Audretsch和Stadtmann(2005)等學者的研究也都證明了匯率預(yù)期的有偏性，即預(yù)期非理性。另一類研究則提出了支持匯率理性預(yù)期的實證證據(jù)。如Osterberg(2000)在檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的基礎(chǔ)上，考查了真實匯率與預(yù)期匯率之間的協(xié)整關(guān)系，得出匯率預(yù)期誤差序列無關(guān)的結(jié)論，為匯率理性預(yù)期提供支持。Murphy(2008)分析了美元兌日元匯率預(yù)期的數(shù)據(jù)，認為匯率預(yù)期并非厚尾分布，交易者能理性分析匯率與政策之間的關(guān)系，因此匯率預(yù)期具有理性特征。

顯然，匯率預(yù)期是否理性這一問題并未形成相對統(tǒng)一的結(jié)論。此后，開始有學者對匯率形成的適應(yīng)性特征進行檢驗。適應(yīng)性預(yù)期即在預(yù)期形成中考慮了上一期對當期預(yù)期值與當期真實值之間的偏差，并根據(jù)這一偏差對未來預(yù)期進行修正，即經(jīng)濟主體會根據(jù)過去預(yù)期的誤差程度對每一期的預(yù)期進行修正。Audretsch和Stadtmann(2005)采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型對匯率預(yù)期進行檢驗，得出結(jié)論：如果上期匯率預(yù)期出現(xiàn)低估，當期的匯率預(yù)期會做出反向調(diào)整，反之則反。Kim(2009)在基本面模型中加入了適應(yīng)性學習特點，通過檢驗市場參與者對匯率預(yù)測的表現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)加入適應(yīng)性學習特點的基本面模型可以從長期和短期較好的預(yù)測匯率，并可以解釋匯率的過度波動和匯率對均衡的持續(xù)偏離。

隨著人民幣匯改前后出現(xiàn)了強烈的升值預(yù)期，匯率預(yù)期問題開始逐漸引起國內(nèi)學者和決策者的普遍關(guān)注。國內(nèi)學者對人民幣升值預(yù)期的特征、原因及形成機制等進行了實證研究，對人民幣升值慣性進行解釋。如陶川(2008)建立了人民幣升值的適應(yīng)性預(yù)期模型，提出短期內(nèi)的人民幣大幅升值會使境外投機者形成人民幣匯率進一步升值的預(yù)期，因為其預(yù)期的下一期人民幣升值程度是根據(jù)當期人民幣匯率變動信息形成的。丁志杰(2008)則認為強化人民幣升值預(yù)期的根源是勻速小幅漸進的升值方式和國際壓力。丁浩(2008)認為，人民幣升值預(yù)期的“自我實現(xiàn)”使人民幣升值壓力進一步升級。丁志杰等(2009)對非均衡條件下的人民幣匯率預(yù)期進行研究，證明了人民幣匯率具備向后看的適應(yīng)性預(yù)期特征。陳平和李凱(2010)認為，建立在理性預(yù)期基礎(chǔ)上的傳統(tǒng)匯率決定的貨幣模型無法解釋現(xiàn)實中的匯率波動，他們在貨幣模型中引入適應(yīng)性學習，發(fā)現(xiàn)該模型對匯改后的人民幣匯率的預(yù)測能力大幅提高，能很好地模擬匯率短期波動。李曉峰和陳華(2010)基于交易者異質(zhì)性預(yù)期假設(shè)，檢驗了預(yù)期對匯改后人民幣匯率形成和波動所起的作用。李曉峰等(2011)采用實際調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了人民幣匯率的理性預(yù)期、外推型預(yù)期、適應(yīng)性預(yù)期與回歸型預(yù)期的特點，認為機構(gòu)投資者的匯率預(yù)期是非理性的異質(zhì)預(yù)期。李艷麗等(2015)使用NDF數(shù)據(jù)分別檢驗了人民幣匯率預(yù)期的外推、適應(yīng)性、回歸及基于泰勒規(guī)則等性質(zhì)，認為人民幣匯率預(yù)期，特別是中長期較為理性，短期則受市場趨勢影響較大。

通過總結(jié)現(xiàn)有成果可以發(fā)現(xiàn)，國外學者對這一問題的研究已較為豐富，對人民幣匯率預(yù)期的研究也不少。但在人民幣匯率理性預(yù)期的檢驗中更多是針對無偏性的檢驗，而忽略了對有效性的檢驗；對匯率預(yù)期變量的選取，通常以境外NDF匯率作為代理變量，或是通過問卷調(diào)查獲取數(shù)據(jù)，兩種方法各有其利弊。此外，隨著匯改的不斷深入，人民幣匯率不再呈現(xiàn)升值慣性，雙向波動明顯，匯率預(yù)期也呈現(xiàn)出新的特征。因此本文對人民幣匯率預(yù)期是否理性進行了直接檢驗，同時考慮了無偏性和有效性，在得出人民幣匯率預(yù)期雖具有效性，但是有偏性的，因此預(yù)期非理性的結(jié)論后，構(gòu)建了基于適應(yīng)性預(yù)期的非抵補利率平價模型，對人民匯率預(yù)期形成的適應(yīng)性特征進行檢驗，同時解決了預(yù)期變量的選擇問題。

三、人民幣匯率預(yù)期形成的邏輯分析

匯改后的人民幣匯率預(yù)期呈現(xiàn)出階段性變化特征。根據(jù)現(xiàn)有文獻，以香港市場美元兌人民幣的NDF匯率表示人民幣匯率預(yù)期，圖1為美元兌人民幣即期匯率和3個月期NDF匯率。從圖1可以看出，第一階段自匯改開始至2008年美國次貸危機爆發(fā)，人民幣處于持續(xù)升值的狀態(tài)，累計升值超過17%，這一階段呈現(xiàn)出較強的單邊升值預(yù)期。第二階段自2008年9月至2010年6月重啟人民幣匯率形成機制改革，這一階段由于中央銀行的外匯市場干預(yù)，使人民幣升值預(yù)期趨于平緩，人民幣匯率保持了相對穩(wěn)定。第三階段自匯改重啟至2014年底，人民幣匯率以升值趨勢為主，2014年人民幣實際有效匯率上漲超過6%，但人民幣升值預(yù)期已經(jīng)減弱，并出現(xiàn)短暫的貶值預(yù)期。第四階段是2015年以來，由于美聯(lián)儲年內(nèi)加息的預(yù)期使得美元總體走強，同時國內(nèi)經(jīng)濟下行壓力較大，在這些因素的共同影響下，開始呈現(xiàn)出較為明顯的人民幣貶值預(yù)期，人民幣匯率下行壓力加大。特別是2015年8月11日人民幣匯率中間價報價機制改革，更是加劇了這一趨勢。人民幣匯率這一新的變化趨勢，一方面反映出人民幣匯率形成機制的市場化改革不斷深化，初步形成有升有降的人民幣匯率市場格局。另一方面也反映出匯率預(yù)期對匯率形成的重要影響。

圖1　美元兌人民幣即期匯率及NDF匯率數(shù)據(jù)來源：Wind資訊。

傳統(tǒng)的匯率決定理論假設(shè)市場參與者的匯率預(yù)期是理性的，市場參與者能夠全面掌握影響匯率未來變化的各種信息并迅速做出反應(yīng)，未來匯率的實際變化能夠準確反映預(yù)期，即預(yù)期值對未來即期匯率的估計具有無偏性。但從圖1可以看出，人民幣匯率預(yù)期的有偏性，特別是隨著中央銀行常態(tài)式外匯干預(yù)逐步退出，人民幣匯率市場化程度提高后，人民幣匯率預(yù)期與未來即期匯率之間明顯的持續(xù)背離，這一實際情況說明人民幣匯率預(yù)期顯然是非理性的。

適應(yīng)期預(yù)期理論則認為市場個體根據(jù)自身過去的預(yù)測誤差修正以后的預(yù)期，對預(yù)期誤差進行不斷調(diào)整，可將適應(yīng)性預(yù)期看成一種反饋型的預(yù)期形成機制。事實上，人民幣匯率預(yù)期更多地表現(xiàn)出適應(yīng)性預(yù)期的特征。由于我國資本金融賬戶下仍有管制，外匯市場不完全有效，使外匯市場供求出現(xiàn)某種程度的扭曲，匯率不完全由市場決定，所以市場參與者可以依賴的信息量不充分，或者說是獲取信息的渠道不暢通。市場參與者對于匯率預(yù)期的判斷主要通過觀察過去匯率的走勢，以上期預(yù)期值與實際值之間的誤差來矯正對未來的預(yù)期。從這個角度看，市場參與者基于預(yù)期的判斷，不斷修正自己的預(yù)期，不斷地“適應(yīng)”預(yù)期的變化來決定交易行為，從而成為影響當前匯率變動的重要因素。

此外，市場參與者對于匯率的預(yù)期還在很大程度依賴于貨幣當局釋放的信號，市場參與者會根據(jù)貨幣當局釋放的政策信號不斷地調(diào)整自己的預(yù)期從而進一步做出決策。匯改后，有關(guān)匯率走勢的中央銀行溝通明顯增多，市場對此的回應(yīng)也十分積極，不斷地“學習”、修正自己的預(yù)期偏差。由此可見，現(xiàn)實中我國的市場表現(xiàn)出明顯的適應(yīng)性預(yù)期特征，即根據(jù)過去匯率的所有信息預(yù)測未來匯率。作為過去信息中重要組成部分，貨幣當局的行為對市場經(jīng)濟主體的預(yù)期起到很大的作用。

結(jié)合以上分析，可以看出當前國內(nèi)的匯率預(yù)期缺乏理性，基本符合適應(yīng)性預(yù)期的特征。下面我們將對這一觀點進行實證分析。

四、人民幣匯率預(yù)期形成的實證分析

(一)人民幣匯率預(yù)期理性假設(shè)檢驗

1.模型構(gòu)建

對于理性預(yù)期假設(shè)的檢驗可以分為直接檢驗和間接檢驗。直接檢驗就是直接對公眾對經(jīng)濟變量的預(yù)期進行檢驗(Keane和Runkle，1990)。間接檢驗就是基于理性預(yù)期假設(shè)構(gòu)建資產(chǎn)定價模型并對其進行檢驗。但間接檢驗存在的問題是，拒絕假設(shè)可能是由于非理性預(yù)期，但也有可能是由于定價模型本身的問題。因此，本文選擇對人民幣匯率預(yù)期是否理性進行直接檢驗。

根據(jù)Keane和Runkle(1990)檢驗理性預(yù)期的回歸方程，即

Pt+h=a+bEt(Pt+h)cXt+εt,h

(1)

其中Xt代表信息集中的任意一個隨機變量，因此這一方式是在考慮信息因素后對理性預(yù)期的檢驗。檢驗是否滿足a=0，b=1，即可證明預(yù)期的無偏性；再檢驗是否滿足c=0，即可證明預(yù)期的有效性。同時滿足a=0，b=1，c=0，即預(yù)期符合理性預(yù)期特征，既無偏又有效。

本文設(shè)以下回歸方程檢驗匯率預(yù)期是否理性

St+1=a0+α1Et(St+1)+α3(St-Et-1(St))+μt

(2)

其中，St+1為t+1的即期匯率值，Et(St+1)表示在t期對t+1期匯率的預(yù)期值，St為t期的即期匯率，Et-1(St)為在t-1期對t期匯率的預(yù)期值，以(St-Et-1(St))即過去預(yù)期的偏差作為現(xiàn)有信息集。匯率均采用直接標價法。假設(shè)檢驗為α0=0，α1=1，α2=0，若檢驗成立，說明預(yù)期誤差的期望值為零，即預(yù)期具有無偏性，同時在預(yù)期形成過程中，過去預(yù)期的偏差信息得到完全利用，即預(yù)期是有效的，因此理性預(yù)期假設(shè)成立。如假設(shè)檢驗被拒絕，則說明預(yù)期為理性的假設(shè)不成立。

2.實證檢驗

根據(jù)現(xiàn)有文獻，本文以香港市場3個月期的美元對人民幣NDF數(shù)據(jù)作為人民幣匯率預(yù)期的代理變量，時間范圍為2009年1月至2015年8月的日數(shù)據(jù)，即期匯率及匯率預(yù)期數(shù)據(jù)均來源于WIND數(shù)據(jù)庫。

如果模型中含有非平穩(wěn)時間序列，基于經(jīng)典計量經(jīng)濟分析方法的估計和檢驗將失去通常的性質(zhì)，從而可能推斷出錯誤的結(jié)論。因此，建模前首先檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文采用ADF單位根檢驗，標準采用SIC準則選擇滯后期。檢驗結(jié)果見表1。

表1　ADF單位根檢驗結(jié)果

注：檢驗類型中的c和t表示帶有常數(shù)項和趨勢項，k表示所采用的滯后階數(shù)； ***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

表2　Wald檢驗結(jié)果

從表1可以看出三個數(shù)據(jù)序列在1%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。對回歸方程(2)估計，可得

St+1=0.308 5 + 1.043 1Et(St+1)-0.0002

(-12.425 4)(272.505 2)(-0.007 4)

(St-Et-1(St))

R2=0.974 6F=41999.9 6DW=0.034 3

接下來對方程參數(shù)進行Wald檢驗，如果滿足α0=0，α1=1，即可證明預(yù)期的無偏性；再檢驗是否滿足α2=0，即可證明預(yù)期的有效性。同時滿足α0=0，α1=1，α2=0，即預(yù)期符合理性預(yù)期特征，既無偏又有效。檢驗結(jié)果見表2。

對人民幣匯率預(yù)期的無偏性檢驗拒絕了原假設(shè)，表明匯率預(yù)期是有偏差的，即預(yù)期匯率與真實匯率之間的誤差是系統(tǒng)性的。對人民幣匯率預(yù)期的有效性檢驗無法拒絕原假設(shè)，表明匯率預(yù)期形成中過去預(yù)期的偏差信息在下一期預(yù)期中被得以利用。盡管匯率預(yù)期具有有效性，但在同時考慮無偏性和有效性后，拒絕了匯率預(yù)期理性的原假設(shè)?？梢?，人民幣匯率預(yù)期是非理性的。

雖然人民幣匯率預(yù)期是非理性的，但從結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)過去匯率預(yù)期的偏差可以有效改善當前匯率預(yù)期的誤差，即在人民幣匯率預(yù)期形成中，過去的預(yù)期偏差信息得以利用，說明人民幣匯率預(yù)期具有不斷“學習”，不斷修正的適應(yīng)性特征。因此接下來就對人民幣匯率預(yù)期是否具有適應(yīng)性特征進行檢驗。

(二)基于適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)的人民幣匯率預(yù)期

1. 模型構(gòu)建

適應(yīng)性預(yù)期形成是一個根據(jù)預(yù)期誤差不斷調(diào)整的過程，構(gòu)造基本的適應(yīng)性預(yù)期模型如下

Et(St+1)-Et(St)=γ[(St-Et-1(St))]

(3)

其中，Et(St+1)表示在t期對t+1期匯率的預(yù)期值，(St-Et-1(St))表示過去的預(yù)期誤差，即在t期的真實即期匯率與在t-1預(yù)期的t期即期匯率之間的偏差。匯率均采用直接標價法。γ為適應(yīng)性預(yù)期系數(shù)，表明過去的預(yù)測誤差對當前預(yù)測的影響。

假定開放經(jīng)濟下，兩國間貨幣的匯率由兩國資產(chǎn)的收益率來決定，投資者通過比較本國與外國資產(chǎn)的投資收益率決定投資策略，從而影響對本外幣資產(chǎn)的相對供給，進而決定匯率水平。若投資者不進行套期保值，而是在預(yù)期的匯率變動率足夠補償風險時，追求非抵補的利潤，考慮此背景建立非抵補利率平價模型(UIP)

(4)

其中，表示Et(St+1)在t期對t+1期匯率的預(yù)期值，St為即期匯率，id,t表示本國利率，if,t為外國利率。

對式(4)兩邊同時取對數(shù)，則可得

ln[Et(St+1)]-ln(St)=ln(1+id,t)-ln(1+if,t)

(5)

令ln(1+id,t)-ln(1+if,t)=δt，ln[Et(St+1)]=Et(St+1),ln(St)=St，則式(5)可轉(zhuǎn)化為

Et(st+1)-st=δt

(6)

Et(st+1)-st-1=δt-1

(7)

(6)式-(7)式可得：

Et(st+1)-Et-1(st)=st-st-1+δt-δt-1

(8)

根據(jù)式(1)，建立適應(yīng)性預(yù)期模型可得

Et(st+1)=Et-1(st)+γ[st-Et-1(st)]+μt

(9)

式(9)中μt為誤差項，包含了除st-Ei,t(st)以外的影響誤差的因素。

將式(6)、式(7)及式(8)代入式(9)可推導出

令y1=△st-δt-1，則

(10)

式(10)即為檢驗人民幣匯率預(yù)期適應(yīng)性假設(shè)的理論模型。其中，適應(yīng)性系數(shù)γ應(yīng)滿足0≤γ≤1，這表明對預(yù)期調(diào)整幅度不會大于預(yù)期誤差。γ>0，意味著如果t期的即期匯率高于對t期匯率的預(yù)期值，即高估本幣幣值，則市場參與者將在對t+1期匯率進行預(yù)期時，糾正上一期的高估，從而向上調(diào)整匯率預(yù)期，即預(yù)期本幣貶值；相反，如果t期的即期匯率低于對t期預(yù)期匯率，即低估本幣，則市場參與者對t+1期的預(yù)期就會自動調(diào)低，即預(yù)期本幣升值。另外，γ越大，表明預(yù)期調(diào)整幅度也越大。因此，適應(yīng)性預(yù)期的形成就是一個不斷根據(jù)預(yù)期誤差糾偏的過

程。這一模型通過將非抵補利率平價引入適應(yīng)性預(yù)期，解決了預(yù)期變量的選擇問題，將匯率預(yù)期問題轉(zhuǎn)化為即期匯率與利差之間的關(guān)系，有利于進行實證檢驗。

2. 實證檢驗

在數(shù)據(jù)選取時，本文結(jié)合國內(nèi)市場的SHIBOR從2007年1月起正式運行的情況，選取2007年1月至2015年8月的日數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于WIND數(shù)據(jù)庫。在國內(nèi)基準利率的選取上，本文參考馮宗憲等(2009)*馮宗憲，郭建偉，霍天翔.市場基準利率Shibor的基準性檢驗.西安交通大學學報(社會科學版)，2009(3)：24-30.對于SHIBOR指標的選取方法，選擇上海銀行間同業(yè)拆借利率3個月期均值數(shù)據(jù)作為市場化利率。之所以選擇3個月的SHIBOR數(shù)據(jù)，一方面是因為短期SHIBOR與其他市場基準利率在期限結(jié)構(gòu)的完整性以及樣本獲取連續(xù)性上具有可比性，且流動性高；另一方面原因在于3個月的SHIBOR要比其他期限SHIBOR品種更具有作為基準利率的科學性。在國外基準利率的選取上，則以倫敦銀行業(yè)同業(yè)拆借利率3個月期利率LIBOR作為代表。

首先進行ADF單位根檢驗，檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，標準采用SIC準則選擇滯后期。檢驗結(jié)果見表3。

通過單位根檢驗，得出了上述兩個變量均是一階單整的結(jié)論，即：yt-Ⅰ(1)、δt-Ⅰ(1)，符合協(xié)整檢驗的要求。

下面進行協(xié)整檢驗，我們將采用EG檢驗法來對變量進行協(xié)整檢驗。首先，利用最小二乘估計法建立OLS回歸模型，輸出結(jié)果見表4，然后生成殘差序列E，對殘差序列E進行平穩(wěn)性檢驗，見表5。經(jīng)檢驗殘差序列E在各顯著水平上平穩(wěn)，因此根據(jù)EG檢驗法，這說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

檢驗結(jié)果表明，式(10)中的兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。從理論背景上看，Cagan(1956)提出適應(yīng)性預(yù)期假說是源于簡單預(yù)期假說缺乏心理學支持，他認為由于預(yù)期形成通常是分布滯后

表3　ADF單位根檢驗結(jié)果

注：檢驗類型中的c和t表示帶有常數(shù)項和趨勢項，k表示所采用的滯后階數(shù)；*，**，***分別代表1%、5%和10%顯著性水平下的統(tǒng)計量臨界值。

表4　EG檢驗法下回歸模型輸出結(jié)果

表5　E的平穩(wěn)性檢驗

注：檢驗類型中的c和t表示帶有常數(shù)項和趨勢項，k表示所采用的滯后階數(shù)；*，**，***分別代表1%、5%和10%顯著性水平下的統(tǒng)計量臨界值。

的，其系數(shù)隨實際已發(fā)生的經(jīng)濟變量滯后而指數(shù)下降，而且系數(shù)相加得 1。從統(tǒng)計角度看，通常對于季度以內(nèi)短期數(shù)據(jù)，通常可建立一階自回歸分布滯后模型，從這兩個角度思考，為了更好對模型進行解釋，建立一階自回歸分布滯后模型

yt=α0+α1yt-1+α2δt-1+vt

(11)

從而建立一階誤差修正模型

Δyt=α2Δδt-λ×ecmt-1+vt

ecmt-1=yt-1-φ0-φ1δt-1

(12)

將數(shù)據(jù)代入誤差修正模型，估計得到

Δy1=-3.825 176Δδt-0.806 205ECMt-1+vt

(-33.826 55)(-17.376 07)

D.W. =1.700 136F=542 610.3

于是可計算求得

這一實證結(jié)果表明適應(yīng)性系數(shù)γ滿足0≤γ≤1，從而驗證了人民幣匯率預(yù)期的形成符合適應(yīng)性預(yù)期的假設(shè)。

五、結(jié)論與建議

本文以香港市場NDF匯率作為人民幣匯率預(yù)期的代理變量，對人民幣匯率預(yù)期是否理性進行直接檢驗，結(jié)果并不支持理性預(yù)期的假說。在此基礎(chǔ)上，又提出了“人民幣匯率預(yù)期的形成符合適應(yīng)性預(yù)期特征”的假說，并對這一假說進行實證檢驗。研究結(jié)論表明：人民幣匯率預(yù)期具有“適應(yīng)性預(yù)期”特征，即市場參與者能基于過去匯率走勢的觀察，不斷根據(jù)上期預(yù)期值與實際值之間的誤差來修正對未來的預(yù)期，具有“向后看”學習反饋特征。正是由于人民幣匯率預(yù)期的適應(yīng)性特征，市場主體可以根據(jù)匯率變化調(diào)整自身前期錯誤預(yù)期，因此能夠在長期對人民幣匯率變動做出合理指示。貨幣管理當局則應(yīng)在理解人民幣匯率預(yù)期形成特征的基礎(chǔ)上，對其加以引導管理，避免人民幣匯率預(yù)期的異常變動。為此，本文提出以下政策建議。

第一，加強外匯市場信息透明度。對于人民幣匯率預(yù)期有效性的檢驗說明市場參與者能夠有效地處理和利用外匯市場相關(guān)信息。但市場信息的不充分影響了預(yù)期的準確性。同時，由于適應(yīng)性預(yù)期的特點，如果上期人民幣實際的升值(貶值)幅度超過預(yù)期，則會進一步強化當期的人民幣升值(貶值)預(yù)期。也就是說，如果人民幣出現(xiàn)出乎意料的快速升值(貶值)，那么升值(貶值)預(yù)期將得到進一步強化。如果外匯市場信息不充分，特別是匯率政策信息不充分，必然強化人民幣匯率的升值(貶值)慣性。因此，貨幣當局應(yīng)通過多種方式向市場參與者釋放匯率政策信號，加強外匯市場信息披露。隨著貨幣當局與市場參與者之間的溝通不斷加強，可以減少市場對匯率政策的認知偏差，有助于市場參與者基于更充分信息形成合理預(yù)期，并以此作為進行外匯交易的決策依據(jù)。

第二，進一步推進人民幣匯率市場化改革，提高人民幣匯率彈性。匯率預(yù)期符合理性預(yù)期是外匯市場有效性的特征之一，由于人民幣匯率尚未完全實現(xiàn)市場化，匯率預(yù)期無法充分反映市場理性預(yù)期，只能盡可能基于過去預(yù)期偏差做出修正，這些都體現(xiàn)出適應(yīng)性預(yù)期特征。因此，應(yīng)進一步推進人民幣匯率形成機制的市場化改革，提高人民幣匯率彈性，從而緩解匯率預(yù)期慣性，使匯率預(yù)期形成更為合理。

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責任編輯王麗英

Rational Expectation or Adaptive Expectation：The Research on the Formation Mechanism of RMB Exchange Rate Expectation

GUO Hong, ZHANG Ji-peng

(Department of Finance, School of Economics, Tianjin University of Finance and Economics, Tianjin 300222, China)

Expectation is one of the important forces that affect the exchange rate. In view of the formation mechanism of RMB exchange rate expectation, this paper makes an empirical test on the hypothesis of rational expectation and adaptive expectation. We test the rational expectation hypothesis directly, and find that the RMB exchange rate expectation is irrational with the consideration of unbiasedness and the effectiveness of the expectation. Then we established the adaptive expectation model based on uncovered interest rate parity to test whether the RMB exchange rate expectation is expected to have adaptive characteristics. Our research shows that the RMB exchange rate expectation has more significant adaptive expectations characteristics. In the formation of the RMB exchange rate expectation, it will be affected by the previous exchange rate's expected deviations.

rational expectation; adaptive expectation; uncovered interest rate parity

2015-11-03

天津市哲學社會科學規(guī)劃項目(TJYY12-025)；天津財經(jīng)大學預(yù)研項目(Y1202)。

郭紅，女，天津財經(jīng)大學經(jīng)濟學院副教授，博士，主要從事國際金融研究;張吉鵬，女，天津財經(jīng)大學經(jīng)濟學院碩士生，主要從事國際金融研究.

F830.92

A

1005-1007(2016)04-0035-9