(南昌工學(xué)院 江西 南昌 330108)

一國(guó)貨幣的匯率水平會(huì)對(duì)該國(guó)的對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、貨幣的供應(yīng)量等產(chǎn)生重要影響。因此，當(dāng)一國(guó)的匯率水平波動(dòng)給該國(guó)的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)生活以及國(guó)際往來(lái)產(chǎn)生影響時(shí)，央行就會(huì)出手在外匯市場(chǎng)上對(duì)本國(guó)的匯率水平進(jìn)行干預(yù)，或者動(dòng)用外匯儲(chǔ)備，或者進(jìn)行外匯管制，從而使得本國(guó)的匯率水平回歸到正常水平。實(shí)際上，任何一個(gè)國(guó)家都會(huì)對(duì)本國(guó)的匯率進(jìn)行干預(yù)，真正做到讓本國(guó)的匯率清潔浮動(dòng)是不可能的，既然如此，我國(guó)央行對(duì)人民幣匯率的波動(dòng)是怎樣干預(yù)的呢？是否存在非對(duì)稱的干預(yù)(即傾向于對(duì)人民幣升值進(jìn)行干預(yù)而對(duì)人民幣的貶值干預(yù)傾向不那么明顯)呢？本文就是在此基礎(chǔ)上展開(kāi)的，希望探討出央行干預(yù)人民幣匯率的特點(diǎn)。

一、文獻(xiàn)綜述

目前，國(guó)內(nèi)研究外匯市場(chǎng)非對(duì)稱干預(yù)的文獻(xiàn)并不多。大多數(shù)文獻(xiàn)都研究了央行干預(yù)的有效性(朱孟楠、郭田勇等)。對(duì)于央行非對(duì)稱干預(yù)，卜永祥(2009)研究了人民銀行對(duì)外匯市場(chǎng)的干預(yù)指數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，1994年匯率并軌后，在匯率的決定中，市場(chǎng)機(jī)制起著一定的作用，但隨著時(shí)間的推移，有關(guān)部門(mén)對(duì)外匯市場(chǎng)的干預(yù)也越來(lái)越嚴(yán)重。1997年之后至2005年匯率制度改革以前，干預(yù)指數(shù)更是逼近于1。2005年7月21日，我國(guó)人民銀行決定進(jìn)行匯率制度改革，人民幣不再單一釘住美元，改為以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣的匯率制度。這之后，雖然在2008年下半年到2010年上半年又重新釘住了美元，但我國(guó)匯率決定的市場(chǎng)化程度得到了提高，人民幣匯率對(duì)美元的波動(dòng)浮動(dòng)也由之前的千分之一變成了現(xiàn)在的百分之二，人民幣匯率的決定越來(lái)越注重市場(chǎng)的供求。杜曉蓉(2010)將我國(guó)外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)作為替代變量研究了中國(guó)人民銀行對(duì)外匯市場(chǎng)的非對(duì)稱干預(yù)，她的研究結(jié)果表明，央行確實(shí)存在對(duì)人民幣匯率的非對(duì)稱干預(yù)，而且干預(yù)是逆向的。但是，其不足在于采用的是月度數(shù)據(jù)。丁志杰(2012)從匯率中間價(jià)波動(dòng)著手來(lái)研究央行的外匯干預(yù)。通過(guò)研究，他認(rèn)為，央行主要依靠人民幣匯率中間價(jià)來(lái)影響匯率水平，當(dāng)做市商報(bào)的人民幣匯率水平不能達(dá)到央行的標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，不排除央行會(huì)對(duì)中間價(jià)水平進(jìn)行調(diào)整。考慮到央行并沒(méi)有對(duì)外公布外匯市場(chǎng)干預(yù)的數(shù)據(jù)，因此，研究人民幣匯率中間價(jià)對(duì)人民幣匯率水平的影響應(yīng)該會(huì)是度量央行干預(yù)外匯市場(chǎng)的一種有效方法。本文擬從人民幣匯率中間價(jià)的日數(shù)據(jù)入手，研究央行的外匯市場(chǎng)干預(yù)，以彌補(bǔ)上述研究的不足。

二、人民幣匯率波動(dòng)特點(diǎn)

2005年7月人民幣匯率改革之后，人民幣匯率的彈性逐漸增加，并且經(jīng)歷了小幅、緩慢、持續(xù)地升值過(guò)程，期間雖受金融危機(jī)的沖擊出現(xiàn)一段時(shí)間的停滯，但從總體上看，人民幣匯率的市場(chǎng)化決定程度仍在逐步提高。不僅人民幣匯率的彈性增強(qiáng)了，而且人民幣匯率波動(dòng)表現(xiàn)出以下特征：

第一:人民幣匯率每日中間價(jià)相對(duì)前一日收盤(pán)價(jià)波動(dòng)較大(見(jiàn)圖1)。由圖1可以看出(不含2009和2010年，這期間人民幣匯率基本爆出不變)，在2011年以前，人民幣匯率中間價(jià)的偏離幅度基本在正負(fù)0.5%的區(qū)間內(nèi)，2011年以后，波動(dòng)的幅度有加大的趨勢(shì)，最高達(dá)到了2%。由于匯率中間價(jià)決定了每日波動(dòng)區(qū)間的中樞，那么，中間價(jià)波動(dòng)過(guò)大會(huì)造成兩種可能性，一種是在匯率升值周期，中間價(jià)相對(duì)前一日收盤(pán)升值，從而放大了升值幅度，另一種可能性是中間價(jià)相對(duì)前一日收盤(pán)貶值，進(jìn)而縮窄了升值幅度；如果是匯率貶值周期，則相反。而且匯率中間價(jià)并不會(huì)在實(shí)際交易當(dāng)中作為成交價(jià)格，這也就是說(shuō)央行干預(yù)人民幣匯率中間價(jià)并不需要實(shí)際上的交易，因此，央行通過(guò)人民幣匯率中間價(jià)來(lái)干預(yù)匯率水平是一個(gè)成本低、效率高的選擇。

圖1 人民幣匯率中間價(jià)相對(duì)前收盤(pán)價(jià)波動(dòng)

第二:人民幣匯率每日開(kāi)盤(pán)價(jià)相對(duì)每日中間價(jià)波動(dòng)較大(見(jiàn)圖2)。圖2顯示，2012年之后，人民幣每日匯率開(kāi)盤(pán)價(jià)相對(duì)每日中間價(jià)的波動(dòng)開(kāi)始增大，波動(dòng)幅度從0.5%增加到了1%，2014年和2015年的波動(dòng)幅度更是超過(guò)了1%，在2015年更是達(dá)到了2%！但是，從理論上說(shuō)，如果匯率中間價(jià)是做市商真實(shí)意愿的表達(dá)，那么，匯率開(kāi)盤(pán)價(jià)就不應(yīng)該同匯率中間價(jià)出現(xiàn)過(guò)大的偏離MYM在這兩種情況下可能導(dǎo)致出現(xiàn)過(guò)大偏離，可能的解釋有兩種：一種是官方通過(guò)匯率中間價(jià)成干預(yù)外匯市場(chǎng)，導(dǎo)致匯率中間價(jià)偏離市場(chǎng)預(yù)期匯率，因而，開(kāi)盤(pán)價(jià)波動(dòng)是對(duì)官方外匯中間價(jià)干預(yù)的糾偏；第二種是做市商與央行博弈謀利。如果市場(chǎng)普遍預(yù)期人民幣將會(huì)升(貶)值，央行為了逆風(fēng)向干預(yù)就會(huì)成為唯一的美元買(mǎi)(賣(mài))家，做市商就可能會(huì)利用這一點(diǎn)故意抬高(壓低)美元報(bào)價(jià)，使得做市商能夠獲得更多收益。

倘若是第一種，央行干預(yù)匯率升值(貶值)，匯率中間價(jià)應(yīng)該同匯率前收盤(pán)價(jià)呈負(fù)相關(guān)性，而市場(chǎng)對(duì)官方干預(yù)行為糾偏，匯率開(kāi)盤(pán)價(jià)同匯率中間價(jià)同樣呈負(fù)相關(guān)。如果是第二種，做市商故意抬高(壓低)匯率中間價(jià)，那么匯率中間價(jià)應(yīng)該同匯率前收盤(pán)呈正相關(guān)性，以此類推，做市商會(huì)也會(huì)抬高(壓低)匯率開(kāi)盤(pán)價(jià)，導(dǎo)致匯率開(kāi)盤(pán)價(jià)同匯率中間價(jià)成正相關(guān)性。在第一種情況下，人民幣匯率升值(或貶值)的幅度縮窄，在第二種情況下，人民幣匯率升值(或貶值)的幅度擴(kuò)大，盡管央行可以在盤(pán)中進(jìn)行實(shí)時(shí)干預(yù)。人民幣匯率升值的幅度更傾向于支持第一種情況。

圖2 人民幣匯率開(kāi)盤(pán)價(jià)相對(duì)于每日中間價(jià)波動(dòng)

三、模型的建立和數(shù)據(jù)的選取

(一)模型的建立

一般來(lái)說(shuō)，建立在條件異方差基礎(chǔ)上的不同模型都可以用來(lái)研究匯率波動(dòng)和外匯市場(chǎng)干預(yù)。根據(jù)我們擬估計(jì)匯率是否存在著非對(duì)稱效應(yīng)的需要，本文采用了Tarch模型。

Tarch的理論模型如下：

均值方程為：

Yt=γXt+μt,t=1,2,…,T

根據(jù)研究匯率干預(yù)的需要，我們?cè)诰捣匠讨幸肓藚R率中間價(jià)同匯率前收盤(pán)價(jià)的變化、匯率開(kāi)盤(pán)價(jià)同匯率中間價(jià)的變化兩個(gè)解釋變量MYM因此，均值方程的一般化模型如下:

Et=αEt-1+βEm+γEo+μt,t=1,2,…,T

Et為人民幣對(duì)美元匯率每日收盤(pán)價(jià)同前一日收盤(pán)價(jià)的變化，Em為每日匯率中間價(jià)同前一日收盤(pán)價(jià)的變化，用來(lái)替代央行的外匯市場(chǎng)干預(yù)，Eo為每日匯率開(kāi)盤(pán)價(jià)同當(dāng)日匯率中間價(jià)的變化，用來(lái)替代市場(chǎng)對(duì)于央行外匯市場(chǎng)干預(yù)的糾偏。其中，預(yù)計(jì)β大于0，表明央行在外匯市場(chǎng)進(jìn)行逆風(fēng)干預(yù)，在匯率升值(或貶值)過(guò)程中的干預(yù)，導(dǎo)致人民幣匯率貶值(或升值)；并且預(yù)計(jì)γ也大于0，表明市場(chǎng)對(duì)于央行外匯市場(chǎng)升值(或貶值)干預(yù)的的糾偏，導(dǎo)致人民幣匯率升值(或貶值)；然而α的符號(hào)，理論上應(yīng)該為正，但由于外匯市場(chǎng)干預(yù)的存在，符號(hào)方向存在不確定性。

(二)數(shù)據(jù)的選取

本文所使用的人民幣對(duì)美元匯率的中間價(jià)的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家外匯管理局，其他的數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本區(qū)間為2006年1月1日至2015年12月31日。

四、模型估計(jì)及結(jié)果

建立人民幣匯率波動(dòng)的Tarch模型通過(guò)圖3，我們可以發(fā)現(xiàn)，人民幣對(duì)美元匯率每日收盤(pán)價(jià)對(duì)前一日收盤(pán)價(jià)的序列(即Et)是非對(duì)稱的，并且其右尾拖得比較長(zhǎng)，可見(jiàn)，Et序列不服從正態(tài)分布。

圖3 人民幣對(duì)美元匯率每日收盤(pán)價(jià)對(duì)前一日收盤(pán)價(jià)的波動(dòng)直方圖

我們先估計(jì)總樣本數(shù)據(jù)，建立總樣本的Tarch模型。

第一，由于樣本數(shù)據(jù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為檢驗(yàn)各個(gè)變量是否平穩(wěn)，我們對(duì)各個(gè)變量做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

表1 變量的單位根檢驗(yàn)

由表1可知，各個(gè)變量均為平穩(wěn)變量，因此可以進(jìn)行Tarch模型估計(jì)。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)央行在不同點(diǎn)的時(shí)期干預(yù)方式是否發(fā)生變化，將總樣本區(qū)間分成三個(gè)子區(qū)間，區(qū)間的分界線是2009年和2010年，依據(jù)是此期間人民幣硬釘住美元人民幣匯率基本保持不變，而其他的期間人民幣匯率實(shí)行有管理地浮動(dòng)。

采用Tarch(1,1)模型先對(duì)全區(qū)間進(jìn)行估計(jì)，再對(duì)三個(gè)子區(qū)間分別進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)的殘差序列不存在ARCH效應(yīng)，自相關(guān)系數(shù)和偏自相關(guān)系數(shù)約為0，方差方程的系數(shù)和小于1，滿足了穩(wěn)定性的條件，表明模型估計(jì)的結(jié)果可靠，模型的估計(jì)結(jié)果為：

表2 Tarch模型估計(jì)的均值方程參數(shù)

注：括號(hào)內(nèi)的值為Z統(tǒng)計(jì)量，含*表示在10%的水平上都不顯著。

從表中的結(jié)果可以看出，β>0，γ>0，與預(yù)估的符號(hào)一致，這表明，央行在干預(yù)人民幣升值時(shí)，人民幣匯率相應(yīng)地貶值，市場(chǎng)對(duì)央行干預(yù)匯率進(jìn)行糾偏帶來(lái)人民幣匯率升值。然而，我們發(fā)現(xiàn)，β總是大于γ，這說(shuō)明央行干預(yù)對(duì)人民幣匯率的影響要大于市場(chǎng)糾偏帶來(lái)的影響，也就是說(shuō)央行是有能力控制人民幣匯率的。α的值有正有負(fù)，并且其值很小，說(shuō)明影響人民幣匯率波動(dòng)的主要是中間價(jià)和開(kāi)盤(pán)價(jià)。

方差方程的估計(jì)結(jié)果如下：

表3 Tarch模型估計(jì)的方差方程參數(shù)

注：括號(hào)內(nèi)的值為Z統(tǒng)計(jì)量

方差方程的總樣本區(qū)間估計(jì)結(jié)果顯示λ<0，并且在統(tǒng)計(jì)上顯著，說(shuō)明存在明顯的杠桿效應(yīng)，即人民幣匯率升值(μt-1小于0)帶來(lái)的沖擊(θ+λ=0.05)小于人民幣貶值帶來(lái)的沖擊(0.078)。匯率升值沖擊小于匯率貶值沖擊，本文的解釋是：央行的對(duì)人民幣匯率的干預(yù)存在非對(duì)稱性，升值時(shí)干預(yù)比較頻繁，使得人民幣升值帶來(lái)的沖擊較??；但在人民幣匯率貶值時(shí)，央行較少地進(jìn)行干預(yù)，從而使得人民幣貶值時(shí)帶來(lái)的沖擊更大。在所分成的3個(gè)子區(qū)間的估計(jì)結(jié)果也一樣，都顯示出了央行干預(yù)的非對(duì)稱性，其區(qū)別在于沖擊的大小不同。

五、結(jié)論和政策建議

本文通過(guò)Tarch模型，檢驗(yàn)了央行干預(yù)外匯市場(chǎng)的行為，得出兩個(gè)結(jié)論：一是人民幣匯率的波動(dòng)主要受中間價(jià)的影響；二是央行對(duì)人民幣匯率的干預(yù)存在非對(duì)稱性。Tarch模型的估計(jì)結(jié)果顯示，央行干預(yù)市場(chǎng)交易程度的系數(shù)是0.693，這一系數(shù)意味著中間價(jià)變動(dòng)1%將會(huì)引起收盤(pán)價(jià)變動(dòng)0.693%。因此，我們可以看出人民幣匯率的市場(chǎng)化程度不高。

上述結(jié)論表明，在人民幣匯率交易市場(chǎng)化改革方面，取得的進(jìn)展有限，因而，人民幣匯率下一步的改革方向應(yīng)該是加大人民幣匯率形成的市場(chǎng)化程度，減少在外匯市場(chǎng)上對(duì)人民幣匯率的干預(yù)。