摘 要 識(shí)別匯率波動(dòng)的運(yùn)行特征是做好匯率風(fēng)險(xiǎn)防范的前提，也是客觀評(píng)估和謀劃我國(guó)匯率制度改革的基礎(chǔ)。文章采用GARCH族波動(dòng)性模型，基于2005年7月和2010年6月兩次匯改后的樣本數(shù)據(jù)就我國(guó)人民幣匯率的波動(dòng)性特征進(jìn)行了客觀地評(píng)估。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，匯率風(fēng)險(xiǎn)引起的自身滯后波動(dòng)及外部市場(chǎng)沖擊是引起人民幣匯率波動(dòng)的主因，且這類沖擊對(duì)匯率波動(dòng)的影響會(huì)產(chǎn)生“長(zhǎng)記憶特性”，導(dǎo)致其呈現(xiàn)出顯著的“尖峰厚尾”和“集聚性”特征。同時(shí)，人民幣匯率波動(dòng)序列并非現(xiàn)有研究所認(rèn)為的匯改后整個(gè)樣本期內(nèi)均存在“杠桿效應(yīng)”，而僅僅只是在2010年6月二次匯改重啟之后的樣本期內(nèi)出現(xiàn)了非對(duì)稱“杠桿效應(yīng)”，且表現(xiàn)出“放大利空，縮小利好”的非對(duì)稱性特征。

關(guān)鍵詞 人民幣匯率；匯率波動(dòng)；杠桿效應(yīng)

[中圖分類號(hào)]F832.6 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1673-0461（2017）01-0081-08

一、引 言

匯率是開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下兩國(guó)貨幣兌換的價(jià)格或者比率，一直以來(lái)備受各界關(guān)注，而匯率波動(dòng)就是一種貨幣相對(duì)于另一種貨幣價(jià)值的升值或貶值引起的起伏震蕩。盡管引起匯率波動(dòng)的影響因素有很多，但貿(mào)易環(huán)境的變化以及來(lái)自金融市場(chǎng)的外部沖擊等被普遍認(rèn)為是導(dǎo)致匯率波動(dòng)最主要的因素（Ragan，2005[1]；Ball，2010 [2]，等等）。于是，現(xiàn)有大量研究也已關(guān)注到并對(duì)這種外部市場(chǎng)環(huán)境變化引起的沖擊對(duì)匯率波動(dòng)所帶來(lái)的影響效應(yīng)展開(kāi)了研究，甚至一些研究還開(kāi)始采用最新的研究方法，譬如，ARCH/GARCH等方法去聚焦于更深層次的匯率波動(dòng)及特征問(wèn)題展開(kāi)研究，也即如何去度量匯率波動(dòng)的特征及變動(dòng)趨勢(shì)。Pagan和Schwert （1990）[3]等研究表明，在這些度量匯率波動(dòng)的模型中，GARCH（1，1）模型被普遍認(rèn)為是最好的、能夠更加精確的反映一國(guó)匯率波動(dòng)的最佳方法，研究結(jié)論普遍認(rèn)為，匯率波動(dòng)呈現(xiàn)出強(qiáng)烈的波動(dòng)集群性、“尖峰厚尾”等特征，這為我們進(jìn)一步探明人民幣匯率波動(dòng)的特征及運(yùn)行規(guī)律奠定了良好的基石。

但問(wèn)題是，我國(guó)自2005年7月21日進(jìn)行了匯率制度改革，自此之后，匯率不再盯住單一美元，而是進(jìn)入了“通過(guò)一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的有管理的浮動(dòng)匯率制度”，我國(guó)匯率也因此跨入了大幅度升值的通道（如圖1所示），相應(yīng)的匯率波動(dòng)幅度也隨之?dāng)U大，特別是2010年6月人民幣匯率制度改革的二次重啟，以及2015年8月11日，人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)方式的改革（也被外界解讀為新一輪匯率制度改革），使得人民幣匯率呈現(xiàn)出穩(wěn)中有升，升中有穩(wěn)的相互交替現(xiàn)象。經(jīng)過(guò)一系列匯率制度改革之后的這種穩(wěn)中有升、升中有穩(wěn)相互交替變化的人民幣匯率，不僅已經(jīng)積累了一定程度的理性與非理性泡沫成分，而且還出現(xiàn)了不確定因素增多與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)性程度加劇的趨勢(shì)，導(dǎo)致人民幣匯率波動(dòng)性程度加劇，表現(xiàn)出非對(duì)稱性、高峰和寬尾等典型化特征，顯然已經(jīng)無(wú)法滿足一般正態(tài)分布性質(zhì)，這使得我們對(duì)于傳統(tǒng)的基于正態(tài)分布假設(shè)進(jìn)行研究的方式提出了質(zhì)疑（潘錫泉，2016）[4]。

所以，當(dāng)下而言，不管是對(duì)于要進(jìn)行資產(chǎn)組合與管理的個(gè)人投資者來(lái)說(shuō)，還是對(duì)于需要通過(guò)匯率調(diào)節(jié)手段來(lái)實(shí)現(xiàn)我國(guó)人民幣匯率穩(wěn)定的政府決策部門而言，都迫切希望尋求一種既能夠反映出市場(chǎng)利好、利空消息對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的影響，又能夠解決非正態(tài)分布異方差特性的方法來(lái)幫助他們分析匯率波動(dòng)的特征及產(chǎn)生的影響效應(yīng)。因此，研究匯率的波動(dòng)特征就成為我們的當(dāng)務(wù)之急，只有當(dāng)我們熟識(shí)匯率波動(dòng)特征的基礎(chǔ)上，才能去更好地把握匯率變化的規(guī)律，規(guī)避匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，從而進(jìn)一步化解匯率波動(dòng)對(duì)個(gè)人與社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)帶來(lái)的負(fù)外部溢出效應(yīng)。

二、匯率波動(dòng)相關(guān)文獻(xiàn)研究

高峰厚尾、波動(dòng)集聚、長(zhǎng)記憶性、杠桿效應(yīng)、波動(dòng)溢出效應(yīng)等被公認(rèn)為是金融市場(chǎng)波動(dòng)的典型特征（高艷，2014）[5]，匯率作為金融市場(chǎng)的重要變量，所以其波動(dòng)特征也備受國(guó)內(nèi)外學(xué)界的關(guān)注。國(guó)外文獻(xiàn)中關(guān)于匯率波動(dòng)特征的研究多以美元、英鎊、日元等國(guó)際主流貨幣為研究對(duì)象。較為典型的如，Kenneth D. West 和Dongchul Cho（1995）[6]采用GARCH模型、自回歸和條件異方差非參模型及單變量模型對(duì)英鎊、日元等5種主要貨幣兌美元的雙邊匯率波動(dòng)性進(jìn)行了比較研究，并根據(jù)研究所得的波動(dòng)性規(guī)律進(jìn)行了預(yù)測(cè)。Meyer和Yu（2000）[7]運(yùn)用SV波動(dòng)模型研究認(rèn)為英鎊匯率波動(dòng)性存在強(qiáng)烈的非對(duì)稱“杠桿效應(yīng)”。Wilfling（2009）[8]采用馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)移模型研究了歐洲貨幣聯(lián)盟成員國(guó)的匯率波動(dòng)狀態(tài)轉(zhuǎn)移過(guò)程發(fā)現(xiàn)，研究樣本中的所有國(guó)家在加入歐洲貨幣聯(lián)盟前后，其匯率波動(dòng)均發(fā)生了明顯地轉(zhuǎn)換。

國(guó)內(nèi)關(guān)于匯率波動(dòng)的相關(guān)研究成果也很多，主要聚焦于人民幣匯率波動(dòng)的特征進(jìn)行了研究，從研究的樣本時(shí)間來(lái)看，主要分為兩個(gè)階段，第一個(gè)階段主要是以1994年第一次匯率制度改革為分界點(diǎn)，較為典型的如，謝赤和劉潭秋（2003）[9]利用Markov狀態(tài)轉(zhuǎn)換模型就人民幣對(duì)美元的月度數(shù)據(jù)波動(dòng)性進(jìn)行了研究，其結(jié)果認(rèn)為匯率波動(dòng)具有高度的波動(dòng)集聚性和影響的持續(xù)性。

第二個(gè)階段則以2005年7月21日人民幣匯率制度改革為分界點(diǎn)。自此之后，無(wú)論是在方法的創(chuàng)新上，還是樣本數(shù)據(jù)的選取上，關(guān)于匯率波動(dòng)性特征的研究變得愈發(fā)頻繁，結(jié)論也不盡相同。劉潭秋（2007）[10]采用門限模型和STAR模型對(duì)我國(guó)實(shí)際匯率波動(dòng)的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行了較好的擬合。靳曉婷等（2008）[11]同樣利用門限模型對(duì)匯改后到2008年1月的人民幣匯率數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率波動(dòng)存在顯著的非線性“門限效應(yīng)”。魏英輝（2009）[12]基于匯改后數(shù)據(jù)的研究得到人民幣兌主要匯率的日收益率具有“尖峰厚尾”特性和“波動(dòng)聚集”效應(yīng)（日元除外）。吳躍明（2010）[13]基于長(zhǎng)記憶隨機(jī)波動(dòng)（LMSV）模型就人民幣與主要國(guó)家匯率（美元、歐元、日元、英鎊）之間是否存在波動(dòng)效應(yīng)和長(zhǎng)記憶性特性進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)人民幣對(duì)各主要國(guó)家匯率的波動(dòng)性存在顯著的長(zhǎng)記憶特征。李敏等（2010）[14]則基于1991～2008年的樣本數(shù)據(jù)，采用三區(qū)制馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)移模型就人民幣實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)的波動(dòng)路徑進(jìn)行了研究，得到我國(guó)人民幣實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)出“過(guò)度貶值”、“適度貶值”和“升值”三個(gè)顯著的階段性特征。趙華和燕焦枝（2010）[15]采用MS-GARCH模型分析了2005年匯率改革后人民幣匯率波動(dòng)的狀態(tài)轉(zhuǎn)換行為，發(fā)現(xiàn)兩區(qū)制轉(zhuǎn)換GARCH模型的擬合和預(yù)測(cè)效果均優(yōu)于單狀態(tài)GARCH模型，建議研究時(shí)應(yīng)該采用兩區(qū)制GARCH模型。張欣和崔日明（2013）[16]的研究發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)過(guò)程中存在著明顯的“放大利空，縮小利好”的非對(duì)稱特征。闕澄宇和馬斌（2015）[17]采用VAR-GJR-MGARCH-BEKK模型證實(shí)了在岸與離岸人民幣即期匯率、遠(yuǎn)期匯率，以及兩者之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)和非對(duì)稱效應(yīng)均存在。劉超和劉東（2015）[18]運(yùn)用混沌理論（包括綜合集成R/S方法、G-P算法和Wolf方法）和技術(shù)方法就2005年7月人民幣匯率制度改革前后人民幣兌美元匯率波動(dòng)性進(jìn)行了混沌性檢驗(yàn)，其研究結(jié)果認(rèn)為，匯改前后匯率波動(dòng)具有顯著的差異性，匯改前匯率波動(dòng)不存在狀態(tài)持續(xù)性，而匯改后匯率波動(dòng)呈現(xiàn)長(zhǎng)期記憶特性，具有弱混沌現(xiàn)象和長(zhǎng)期不可預(yù)測(cè)性。李強(qiáng)和田娟娟（2016）[19]利用向量自回歸模型對(duì)我國(guó)匯改后人民幣兌美元匯率收益率序列的研究卻認(rèn)為人民幣匯率存在雙向波動(dòng)和長(zhǎng)記憶效應(yīng)。

顯然，國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究取得的成果為我們進(jìn)一步深入探究人民幣匯率波動(dòng)特征及運(yùn)行規(guī)律提供了方法與實(shí)踐的指導(dǎo)，但細(xì)究這些文獻(xiàn)，尤其是國(guó)內(nèi)關(guān)于人民幣匯率波動(dòng)特征的研究文獻(xiàn)，我們可以發(fā)現(xiàn)一個(gè)共同的特點(diǎn)是，這些研究似乎都包含了匯率制度改革之后的整個(gè)樣本期（跨越了二次匯改的重啟，以及經(jīng)濟(jì)大環(huán)境的變化）進(jìn)行研究而得出人民幣匯率具有“波動(dòng)集聚”和非對(duì)稱“杠桿效應(yīng)”，而忽略了諸如2005年7月21日匯率制度改革之后，人民幣匯率遭遇全球性金融危機(jī)影響在2008年9月到2010年6月匯率制度二次改革重啟之前的這段樣本期內(nèi)，人民幣匯率事實(shí)上處于較為平穩(wěn)的運(yùn)行狀態(tài)，也就是我們所謂的“軟頂住”狀態(tài)，這樣得到的結(jié)論顯然值得商榷。

據(jù)此，本文的邊際貢獻(xiàn)是期望在前人研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步剔除這些可能對(duì)人民幣匯率波動(dòng)特征產(chǎn)生影響的樣本區(qū)間，以及采用分階段的方式對(duì)我國(guó)人民幣匯率波動(dòng)的特性進(jìn)行再次檢驗(yàn)，期望能夠客觀地評(píng)估像我國(guó)這樣經(jīng)歷了多次匯率制度改革及經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)背景下的匯率波動(dòng)性是否會(huì)出現(xiàn)非對(duì)稱“杠桿效應(yīng)”及其具體呈現(xiàn)出的波動(dòng)性特征如何？為規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)，以及進(jìn)一步客觀評(píng)估和謀劃我國(guó)匯率制度改革提供客觀的依據(jù)。

三、匯率波動(dòng)性特征研究模型設(shè)定

我們將人民幣匯率波動(dòng)收益率定義為每日人民幣兌美元雙邊匯率中間價(jià)的對(duì)數(shù)值一階差分值：

其中P 為每日人民幣對(duì)美元雙邊匯率中間價(jià)。

本文描述人民幣匯率波動(dòng)收益率Rt的模型GARCH（p，q）包括兩個(gè)部分。第一部分為數(shù)據(jù)生成過(guò)程（均值過(guò)程）：

其中，Rt的數(shù)據(jù)生成過(guò)程服從ARMA（m，n）過(guò)程，假設(shè)人民幣匯率波動(dòng)收益率序列的絕對(duì)殘差序列是一個(gè)條件異方差過(guò)程。在已知信息集的條件下，進(jìn)一步假設(shè)絕對(duì)殘差序列的條件分布為正態(tài)分布，具有時(shí)變的條件方差為：

GARCH（p，q）模型的第二部分主要由條件異方差的生成過(guò)程組成（方差方程），這也是目前研究金融資本市場(chǎng)波動(dòng)性的最好模型，我們將其設(shè)定為：

為了更好地描述金融資產(chǎn)收益率序列特征，將GARCH（p，q）模型進(jìn)一步推廣（允許條件方差對(duì)收益率序列產(chǎn)生影響），得到GARCH-M（p，q）模型：

其中，當(dāng)存在風(fēng)險(xiǎn)獎(jiǎng)勵(lì)時(shí)，對(duì)應(yīng)的調(diào)整系數(shù)表現(xiàn)為λ>0；當(dāng)存在風(fēng)險(xiǎn)懲罰時(shí)，則對(duì)應(yīng)的調(diào)整系數(shù)表現(xiàn)為λ<0。

進(jìn)一步地，考慮到一般金融資產(chǎn)收益率與市場(chǎng)波動(dòng)性兩者之間的緊密聯(lián)系性，所以分析利好、利空消息對(duì)人民幣匯率波動(dòng)收益率的影響對(duì)理解投資者個(gè)體行為特征非常有益。于是，模型被Nelson（1991）[20]進(jìn)一步拓展，他提出了非對(duì)稱形式的 EGARCH（p，q）模型：

當(dāng)γ ≠0且統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，表明來(lái)自外部市場(chǎng)的沖擊對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的影響具有“非對(duì)稱性”；當(dāng)γ <0時(shí)，表明負(fù)外部沖擊對(duì)匯率波動(dòng)產(chǎn)生的影響要大于正外部沖擊，即存在匯率波動(dòng)的“杠桿效應(yīng)”現(xiàn)象。顯然，該模型能夠很好地對(duì)人民幣匯率波動(dòng)是否存在“杠桿效應(yīng)”進(jìn)行檢驗(yàn)，而且還具有一個(gè)顯著的特點(diǎn)是對(duì)參數(shù)沒(méi)有任何約束限制，也即杠桿效應(yīng)是否存在可以通過(guò)系數(shù)γ 直接得到檢驗(yàn)。若γ <0，則表明壞消息（ε <0）對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的沖擊效應(yīng)要比好消息（ε >0）引起的沖擊效應(yīng)大；反之，若γ >0，則好消息引起匯率波動(dòng)的沖擊效應(yīng)要比壞消息引起匯率波動(dòng)的沖擊效應(yīng)大，從而體現(xiàn)出匯率波動(dòng)的“非對(duì)稱性”特征。

四、人民幣匯率波動(dòng)性特征與“杠桿效應(yīng)”實(shí)證檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)分析

考慮到2005年7月21日匯率制度改革之前我國(guó)人民幣對(duì)美元匯率基本處于固定匯率狀態(tài)，本文選取了匯率制度改革之后的樣本期進(jìn)行研究，但通過(guò)對(duì)這一樣本期的樣本序列進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，我們確實(shí)發(fā)現(xiàn)如前文所說(shuō)的，在2008年9月～2010年5月這一樣本期內(nèi)人民幣兌美元匯率的波動(dòng)幅度基本處于停滯狀態(tài)（如圖1和圖2所示）①，直至2010年6月二次匯改的重啟，人民幣兌美元匯率再次步入小幅升值態(tài)勢(shì)，匯率波動(dòng)又開(kāi)始顯現(xiàn)（潘錫泉，2013[21]）的特征。

所以，為避免這種“軟盯住”狀態(tài)下人民幣匯率波動(dòng)性較弱導(dǎo)致的實(shí)證結(jié)果欠佳現(xiàn)象，本文在具體實(shí)證研究樣本選取時(shí)，將2008年9月～2010年5月予以了剔除，將最終樣本確定為2005.7.21～2008.8.29（764個(gè)樣本）和2010.6.1～2016.6.24（1 473個(gè)樣本）②。

從圖2可進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率波動(dòng)序列中出現(xiàn)了很多異常的峰值，這也在一定程度上說(shuō)明了人民幣匯率波動(dòng)的顯著性。與此同時(shí)，我們還發(fā)現(xiàn)人民幣匯率波動(dòng)數(shù)據(jù)序列中所呈現(xiàn)出的某些異常波動(dòng)性具有聚集現(xiàn)象（主要表現(xiàn)為匯率波動(dòng)的大幅度波動(dòng)區(qū)域和小幅度波動(dòng)區(qū)域具有間歇性，常常集中在不同的時(shí)段），初步可以判斷我國(guó)人民幣匯率波動(dòng)序列存在波動(dòng)的集聚性特征，具有條件異方差跡象。由此，我們有理由認(rèn)定人民幣匯率波動(dòng)序列中出現(xiàn)的擾動(dòng)肯定不是白噪聲過(guò)程。

（二）人民幣匯率波動(dòng)性GARCH效應(yīng)估計(jì)

我們分別在2005.7.21～2008.8.29（764個(gè)樣本）和2010.6.1～2016.6.24（1 473個(gè)樣本）樣本期內(nèi)對(duì)人民幣匯率波動(dòng)建立GARCH族波動(dòng)性模型進(jìn)行估計(jì)和分析③。

1.2005.7.21～2008.8.29樣本期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)性GARCH效應(yīng)估計(jì)

首先，我們對(duì)人民幣匯率波動(dòng)序列的相關(guān)性進(jìn)行分析，得到人民幣匯率波動(dòng)序列的自相關(guān)系數(shù)（AC）和偏相關(guān)系數(shù)（PAC）如表1所示。

由表1的分析結(jié)果可知，滯后7階和滯后14階自相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值相對(duì)較大，所以，在均值方程估計(jì)時(shí)采用滯后7階和滯后14階的模型進(jìn)行估計(jì)，得到均值方程（最小二乘估計(jì)）的估計(jì)結(jié)果如式（7）所示：

式（7）均值方程擬合程度較好，且系數(shù)統(tǒng)計(jì)量均顯著，于是我們進(jìn)一步給出該均值方程的殘差圖（如圖3）。經(jīng)過(guò)對(duì)圖3殘差圖的直觀判斷，我們發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率波動(dòng)序列存在波動(dòng)“集聚”現(xiàn)象，這說(shuō)明誤差項(xiàng)很可能存在條件異方差性。

據(jù)此，我們進(jìn)一步對(duì)式（8）的均值方程進(jìn)行條件異方差A(yù)RCH-LM檢驗(yàn)，以確診人民幣匯率波動(dòng)序列是否確實(shí)存在ARCH效應(yīng)，得到ARCH-LM檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為人民幣對(duì)美元匯率波動(dòng)序列的殘差項(xiàng)在2005.7.21～2008.8.29樣本期內(nèi)確實(shí)存在強(qiáng)烈的波動(dòng)集聚現(xiàn)象。因此，采用GARCH模型對(duì)人民幣匯率波動(dòng)進(jìn)行估計(jì)和分析是合理的，得到均值方程和方差方程的估計(jì)結(jié)果如式（8）和式（9）④（方程估計(jì)中最優(yōu)滯后階數(shù)的判斷是根據(jù)不斷地“試錯(cuò)”和AIC信息準(zhǔn)則共同來(lái)決定的，后同）。

由式（9）GARCH（1，1）模型的條件方差估計(jì)結(jié)果可知，α+β<1始終成立，這說(shuō)明人民幣匯率波動(dòng)序列條件方差序列是穩(wěn)定的，模型具有可測(cè)性。從式（9）的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，α+β之和非常接近1，這說(shuō)明市場(chǎng)對(duì)外部沖擊的反應(yīng)函數(shù)是以一個(gè)較慢的速度在遞減，這也意味著外部沖擊對(duì)匯率波動(dòng)的影響效應(yīng)具有持久性和長(zhǎng)記憶特性。

同樣，我們對(duì)人民幣匯率波動(dòng)序列進(jìn)行GARCH（1，1）模型估計(jì)后得到的殘差項(xiàng)的序列圖與正態(tài)分布圖相比較，發(fā)現(xiàn)仍存在個(gè)別離群值，分布略有偏斜。為此，我們進(jìn)一步納入到均值方程中進(jìn)行GARCH-M估計(jì)，得到均值方程估計(jì)結(jié)果為：

同樣對(duì)GARCH-M估計(jì)后的殘差序列進(jìn)行ARCH-LM異方差檢驗(yàn)，滯后一階的ARCH-LM效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3的ARCH-LM檢驗(yàn)結(jié)果表明GARCH-M估計(jì)后的殘差序列中已不存在ARCH效應(yīng)，消除了殘差序列的條件異方差性，說(shuō)明均值方程和方差方程估計(jì)得到的結(jié)果是穩(wěn)健的。

由均值方程（10）的估計(jì)結(jié)果可知，σt的系數(shù)為-0.25，且在統(tǒng)計(jì)上顯著，這表明此時(shí)的匯率風(fēng)險(xiǎn)是引起匯率波動(dòng)的主要原因，當(dāng)市場(chǎng)中的預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)增加一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，就會(huì)導(dǎo)致匯率波動(dòng)率下降0.25個(gè)百分點(diǎn)。這同樣說(shuō)明了人民幣匯率波動(dòng)率存在顯著的風(fēng)險(xiǎn)懲罰機(jī)制，也即存在負(fù)向風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)行為，當(dāng)市場(chǎng)上的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期越強(qiáng)烈，人民幣匯率波動(dòng)越趨于穩(wěn)定。這可能是當(dāng)時(shí)樣本期內(nèi)我國(guó)人民幣匯率剛好經(jīng)歷了匯率制度改革，匯率的短期升值預(yù)期非常強(qiáng)烈，導(dǎo)致匯率波動(dòng)幅度持續(xù)擴(kuò)大，使得居民對(duì)市場(chǎng)上人民幣匯率波動(dòng)的預(yù)期過(guò)于強(qiáng)烈，中國(guó)政府為平抑人民幣匯率的過(guò)度波動(dòng)而采取的相應(yīng)措施，譬如引入詢價(jià)機(jī)制等手段，反而起到了事實(shí)上的穩(wěn)定匯率作用。

同時(shí)，不管是式（8），還是式（10）估計(jì)結(jié)果均顯示，人民幣匯率波動(dòng)序列滯后14期對(duì)其自身具有顯著的正向效應(yīng)，也即人民幣匯率波動(dòng)具有一定的滯后性，其當(dāng)前匯率的波動(dòng)會(huì)受到滯后2到3個(gè)星期（14個(gè)交易日）的交易行為影響。

進(jìn)一步地，方差方程式（11）的GARCH-M估計(jì)顯示，ε 的系數(shù)不為零且在統(tǒng)計(jì)上顯著，表明外部市場(chǎng)沖擊對(duì)匯率波動(dòng)的影響效應(yīng)為0.06，而σ 系數(shù)同樣不為零且在統(tǒng)計(jì)上顯著，表明匯率波動(dòng)具有一定的記憶性，且α+β<1同樣成立，表明條件方差模型是穩(wěn)定可測(cè)的，市場(chǎng)對(duì)外部沖擊的反應(yīng)函數(shù)將以一個(gè)較慢的速度遞減，對(duì)匯率波動(dòng)產(chǎn)生持續(xù)性的影響。同時(shí)， 結(jié)果還表明人民幣匯率波動(dòng)序列方差的波動(dòng)性同樣會(huì)受到其自身滯后3期的影響。

2.2010.6.1～2016.6.24樣本期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)性GARCH效應(yīng)估計(jì)

同樣，對(duì)2010.6.1～2016.6.24樣本期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)序列的相關(guān)性進(jìn)行分析，得到人民幣匯率波動(dòng)序列的自相關(guān)系數(shù)（AC）和偏相關(guān)系數(shù)（PAC）如表4所示。

表4的結(jié)果顯示滯后1階和滯后7階自相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值相對(duì)較大，所以，在均值方程估計(jì)時(shí)采用滯后1階和滯后7階的模型進(jìn)行估計(jì)，得到均值方程（最小二乘估計(jì)）的估計(jì)結(jié)果如式（12）所示。

同理，對(duì)式（12）均值方程估計(jì)得到的殘差項(xiàng)進(jìn)行觀察（如圖4），同樣發(fā)現(xiàn)存在嚴(yán)重的“集聚”現(xiàn)象，可能存在條件異方差特性，需要我們進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)。

經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，得到ARCH-LM檢驗(yàn)結(jié)果如表5。

表5的檢驗(yàn)結(jié)果同樣認(rèn)為人民幣對(duì)美元匯率波動(dòng)序列的殘差項(xiàng)在2010.6.1～2016.6.24樣本期內(nèi)確實(shí)存在強(qiáng)烈的波動(dòng)集聚現(xiàn)象。因此，采用GARCH模型對(duì)人民幣匯率波動(dòng)進(jìn)行估計(jì)和分析同樣是合理的，得到均值方程和方差方程結(jié)果如式（13）和（14）。

式（14）的估計(jì)結(jié)果同樣顯示，α+β<1始終成立，這說(shuō)明人民幣匯率波動(dòng)序列條件方差序列是穩(wěn)定的，模型具有可測(cè)性。而且α+β之和為0.95，非常接近1，這同樣說(shuō)明了市場(chǎng)對(duì)外部沖擊的反應(yīng)函數(shù)以一個(gè)較慢的速度遞減，這也意味著外部沖擊對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的影響具有持久性，產(chǎn)生了記憶性。

我們對(duì)人民幣匯率波動(dòng)序列進(jìn)行GARCH（1，1）模型估計(jì)后所得到的殘差項(xiàng)序列圖進(jìn)行觀測(cè)，同樣發(fā)現(xiàn)，其相比于正態(tài)分布仍存在個(gè)別離群值，分布略有偏斜。為此，我們進(jìn)一步納入σ 到均值方程中驗(yàn)證是否有必要建立GARCH-M模型，估計(jì)得到均值方程。

式（15）的均值方程估計(jì)結(jié)果顯示，σ 的系數(shù)估計(jì)量在統(tǒng)計(jì)上不顯著，這說(shuō)明沒(méi)有必要建立GARCH-M模型，而其他系數(shù)估計(jì)結(jié)果與式（13）得到的結(jié)果無(wú)論是統(tǒng)計(jì)顯著性還是系數(shù)方向上都較為一致。因此，建立式（13）和（14）的GARCH模型即可，而無(wú)需進(jìn)一步建立GARCH-M模型。

所以，我們只需要對(duì)式（13）和（14）的GARCH模型估計(jì)后的殘差序列進(jìn)行ARCH-LM異方差檢驗(yàn)，滯后一階的ARCH-LM效應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值如表6。

表6的檢驗(yàn)結(jié)果同樣表明GARCH模型估計(jì)后的殘差序列中已不存在ARCH效應(yīng)，消除了殘差序列的條件異方差性。

方程（13）的估計(jì)結(jié)果表明，人民幣匯率波動(dòng)會(huì)受到其滯后一期的影響，估計(jì)結(jié)果與式（15）得到的結(jié)論較為一致。

式（14）中得到ε 的系數(shù)為0.18，且在統(tǒng)計(jì)上顯著，同樣表明外部市場(chǎng)沖擊對(duì)匯率波動(dòng)具有顯著的影響效應(yīng)，而且相較于2005年7月匯改后到2008.8.29樣本期的沖擊效應(yīng)明顯有所增長(zhǎng)，這可能是源于近幾年全球經(jīng)濟(jì)的動(dòng)蕩與資本流動(dòng)的加劇所致。σ 的系數(shù)為0.77，且在統(tǒng)計(jì)上顯著的結(jié)果同樣表明，這一階段的匯率波動(dòng)具有一定的記憶性，以及受外部市場(chǎng)沖擊影響的持續(xù)性。

（三）人民幣匯率波動(dòng)性“杠桿效應(yīng)”檢驗(yàn)

1.2005.7.21～2008.8.29樣本期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)性“杠桿效應(yīng)”檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步探明市場(chǎng)的利好、利空消息對(duì)市場(chǎng)上投資者的個(gè)體行為特征是否會(huì)產(chǎn)生異質(zhì)性影響呢？也即人民幣匯率波動(dòng)性是否存在非對(duì)稱“杠桿效應(yīng)”問(wèn)題，我們繼續(xù)采用EGARCH模型進(jìn)行估計(jì)，得到均值方程為。

顯然，由方差方程可知，表示杠桿效應(yīng)的系數(shù)統(tǒng)計(jì)量雖然不為零，但其在統(tǒng)計(jì)上不顯著，所以，我們認(rèn)為，在這一樣本期內(nèi)，人民幣匯率波動(dòng)序列并不存在顯著的杠桿效應(yīng)。

2.2010.6.1～2016.6.24樣本期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)性“杠桿效應(yīng)”檢驗(yàn)

同樣利用EGARCH模型估計(jì)判斷利空和利好消息對(duì)人民幣匯率波動(dòng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)，得到均值方程估計(jì)結(jié)果為：

方差方程式（19）的估計(jì)結(jié)果顯示，γ≠0，其值為-0.03，且統(tǒng)計(jì)上顯著，表明外部沖擊對(duì)匯率波動(dòng)的影響具有“非對(duì)稱性”特性。γ<0意味著在2010.6.1～2016.6.24樣本期內(nèi)，利空消息對(duì)人民幣匯率波動(dòng)帶來(lái)的沖擊效應(yīng)要比利好消息帶來(lái)的沖擊效應(yīng)大，存在顯著的非對(duì)稱“杠桿效應(yīng)”，這與張欣（2013）[16]的研究得到人民幣匯率波動(dòng)呈現(xiàn)“放大利空、縮小利好”的非對(duì)稱特性相一致。究其原因，這可能是由于我國(guó)“二次匯改”重啟之后，人民幣匯率波動(dòng)幅度雖然較之前趨于更加穩(wěn)定，但長(zhǎng)期以來(lái)人民幣匯率受外界升值壓力影響引起的心理預(yù)期及“穩(wěn)中有升”慣性預(yù)期使得居民對(duì)人民幣匯率受市場(chǎng)波動(dòng)和沖擊的影響變得更為敏感，一旦出現(xiàn)利空消息（人民幣升值）將會(huì)導(dǎo)致人民幣匯率產(chǎn)生更為劇烈的波動(dòng)，而受到市場(chǎng)利好消息沖擊時(shí)（人民幣匯率貶值）的波動(dòng)幅度相對(duì)更為穩(wěn)定。

五、簡(jiǎn)要的結(jié)論及政策啟示

本文基于我國(guó)第一次匯改（2005.7.21～2008.8.29）及2010年6月第二次匯改重啟之后（2010.6.1～2016.6.24）的兩個(gè)樣本期，采用GARCH族模型就我國(guó)人民幣對(duì)美元雙邊匯率中間價(jià)的匯率波動(dòng)性特征進(jìn)行了研究，結(jié)果認(rèn)為。

（1）兩個(gè)樣本期內(nèi)的GARCH族模型檢驗(yàn)均認(rèn)為，我國(guó)人民幣匯率波動(dòng)序列確實(shí)具有顯著的“尖峰厚尾”和波動(dòng)的集聚性特征，引起人民幣匯率波動(dòng)的主要原因源自于匯率風(fēng)險(xiǎn)引起的自身滯后波動(dòng)及外部市場(chǎng)沖擊等因素，而且這種沖擊將會(huì)以一個(gè)較慢的速度遞減對(duì)匯率波動(dòng)產(chǎn)生持續(xù)性影響，產(chǎn)生長(zhǎng)期記憶性特征。

（2）我國(guó)人民幣匯率波動(dòng)序列在第一次匯改之后（2005.7.21～2008.8.29）的樣本期內(nèi)不存在顯著的“杠桿效應(yīng)”，而在第二次匯改重啟之后的樣本期內(nèi)卻存在著顯著的非對(duì)稱“杠桿效應(yīng)”，表現(xiàn)為市場(chǎng)利空消息對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的沖擊效應(yīng)要更為強(qiáng)烈，其原因可能是由于長(zhǎng)期以來(lái)居民對(duì)人民幣匯率保持穩(wěn)中有升的慣性心理預(yù)期所致。

根據(jù)研究，我們得到相應(yīng)的啟示為：

其一，政府所要面對(duì)與處理的首要問(wèn)題是預(yù)防和管理由客觀環(huán)境所引致的外部匯率風(fēng)險(xiǎn)沖擊對(duì)人民幣匯率波動(dòng)產(chǎn)生的影響，政府應(yīng)堅(jiān)持“逆匯率波動(dòng)風(fēng)向”調(diào)節(jié)的原則下，及時(shí)采取相應(yīng)的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控手段去防范外部市場(chǎng)環(huán)境變化所產(chǎn)生的沖擊，并做好化解已產(chǎn)生的市場(chǎng)外部環(huán)境沖擊所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)匯率市場(chǎng)的波及，防止匯率波動(dòng)的加劇與傳染以起到穩(wěn)定我國(guó)當(dāng)前匯率的目標(biāo)。

其二，政府需要進(jìn)一步完善和推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制改革，實(shí)施動(dòng)態(tài)、有彈性的匯率浮動(dòng)機(jī)制，充分利用我國(guó)巨額外匯儲(chǔ)備的功效作用去保持和維護(hù)人民幣匯率的穩(wěn)定，以此去調(diào)整和釋放能夠有效抑制公眾心理預(yù)期的信息，提振居民對(duì)外部客觀市場(chǎng)環(huán)境穩(wěn)定的信心，去保持人民幣幣值在合理區(qū)間內(nèi)的穩(wěn)定，以減少金融市場(chǎng)恐慌所引起的人民幣匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。

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