（金融学专业论文）人民币远期市场价格发现的实证研究.pdf

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i n t e g r a t i o nt e s t ，t h i sp a p e rs t u d i e st h ed y n a m i cr e l a t i o n s h i p sb e t w e e ne v e r yt w o m a r k e t sa m o n go f f s h o r en d f e x c h a n g er a t e ，o n s h o r ef o r w a r de x c h a n g er a t ea n ds p o t e x c h a n g er a t e b ye m p l o y i n gt h ei n f o r m a t i o ns h a r e sm o d e lo fh a s b r o u c k ( 19 9 5 ) ，t h i sp a p e r a n a l y z et h em e c h a n i c so fp r i c ed i s c o v e r ya n dd e r i v et h ed i s t r i b u t i o no fe a c hm a r k e tt o t h ec o m m o np r i c ed i s c o v e r yp r o c e s sf o re v e r yt w om a r k e t s e v e n t u a l l yw ec o m p a r e t h ec a p a c i t yo fi n c o r p o r a t i n gn e wi n f o r m a t i o na n df u r t h e rd i s c u s st h e i n f o r m a t i o ne f f i c i e n c yo ft h ef o r w a r dm a r k e t s k e yw o r d s ：p r i c ed i s c o v e r y ；c o - i n t e g r a t i o n ；v e c m ；i n f o r m a t i o ns h a r em o d e l i i 摘要 a b s t r a c t 目录 第一章绪论 1 1 研究背景 1 2 文献综述 1 3 总体框架 第二章共因 2 1 共因子的价格发现6 2 2 本文关于人民币远期市场的价格发现研究9 第三章价格发现应用模型与方法1 1 3 1 单位根检验1 1 3 2 协整和误差修正模型12 3 3 信息份额模型的具体计算14 第四章人民币远期市场价格发现的实证研究16 4 1 数据选取与处理。16 4 2 协整检验16 4 3 向量误差修正模型的建立2 0 4 4 信息份额模型的量化分析2 4 4 5 价格发现实证结果的总结2 5 第五章结论与政策建议2 6 5 1 人民币远期市场共因子价格发现研究的结论2 6 5 2 政策建议2 8 参考文献3 1 后记1 i u 1 1 研究背景及意义 第一章绪论 目前，境内外存在两个主要的人民币远期交易市场境外远期市场以及境 内远期市场。境外远期市场为中国香港和新加坡为主的离岸市场的非交割远期 ( n d f ) 交易市场；境内市场为中国外汇交易中心为主，产品主要是人民币汇率 远期。 中国人民银行在1 9 9 7 年1 月1 8 日颁布了人民币远期结售汇业务暂行办法， 为人民币远期业务的推出扫清了障碍。此后几年人民币远期结售汇业务发展缓 慢。在2 0 0 5 年8 月1 5 日，作为汇率改革的配套措施之一，中国外汇交易中心终于 正式推出银行问远期外汇交易品种，随后银行间远期外汇市场受到越来越多的市 场机构关注，这一市场发展迅速，在2 0 0 6 年1 月4 日，银行间外汇市场引入1 3 家人 民币做市商银行的同时，也允许这1 3 家做市商银行利用即期交易为远期交易套期 保值。截至2 0 0 6 年l o 月份，银行间远期外汇市场的成员数量达到7 6 家。 而境外人民币n d f 市场比境内远期市场拥有更长的历史。人民币n d f 市场源 于规避外汇管制的需要，于2 0 世纪9 0 年代中期就已经在香港和新加坡产生。n d f 全称为n o n - d e l i v e r a b l ef o r w a r d ，是一种本金不可交割的远期外汇合约，其最重 要的特征在于远期合约到期时由于存在货币自由兑换的限制无法进行本金交割， 只能采用一种货币进行净额结算。例如，在境外离岸市场上交易的人民币美元 的n d f 合约到期时，就统一采用美元进行净额结算，以规避人民币不可自由兑 换的限制。 亚洲金融危机期间及以后一段时间，人民币面临巨大的贬值压力，人民币 n d f 市场进入发展期。近年来，n d f 市场的交易日渐活跃，参与者队伍不断扩 大，市场化程度高，参与者多为成熟的国际交易者，是亚洲乃至全球最主要的 n d f 市场之一。 而自2 0 0 5 年7 月2 1 日起，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货 币进行调节、有管理的浮动汇率制度，人民币汇率制度开始正式走上市场化道路。 人民币的市场化使得人民币即期汇率波动幅度加大，企业和居民面临的汇率风险 加大，而远期市场也进一步得到企业、投资者和学者的关注。 当前人民币外汇交易涉及3 个市场：2 个远期市场( 境外n d f 市场和境内远 期市场) 和1 个即期市场。研究三个人民币汇率市场两两市场之间的价格发现有 重要的意义。 具体而言，通过对境内外远期市场与即期市场间的价格发现的研究，可以比 较远期市场与即期市场对价格发现的贡献的大小，从而验证远期市场的信息效 率，也即吸收信息和反映信息的能力。另一方面，通过对境外n d f 市场与境内 远期市场的共同子价格发现的贡献的比较，判断出哪个远期市场的价格发现功能 较强，并因此找出更有信息效率的人民币远期市场，这样投资者和企业可以在价 格发现能力领先的市场中得到领先的信息指导自己的投资决策和套期保值，也只 有在价格发现功能最强的市场中，企业和投资者套期保值才能得到最大的效用。 最重要的是，远期市场的价格发现研究的结论将对我国远期市场的建设有重要指 导意义。 1 2 文献综述 迄今为止，对于价格发现的经验研究已有很多，大多是基于同一种标的资产 的在不同交易所上市的证券，或者是在同一个市场的衍生产品与其相对应的标的 物之间的价格发现研究。 e n g l e 和g r a n g e r ( 19 8 7 ) 以及j o h a n s e n ( 19 9 8 ) 以及j o h a n s e n 和j u s e l i u s ( 19 8 7 ) 相继提出的协整分析为研究非平衡经济变量均衡关系提供了全新的方法，这些方 法被大量运用到了价格发现的研究中。 协整分析在价格发现研究的应用中也得到了进一步扩展。其中最具影响的 是关于以下两类模型的研究。首先是由g o n z a l a 和g r a n g e r ( 1 9 9 5 ) 提出的永久短暂 ( p e r m a n e n tt r a n s i t o r y ，简写为p t ) 模型，它从误差修正模型出发，把价格的变 2 化划分为永久冲击和短暂冲击，p t 模型通过永久冲击的误差修正系数来研究每 个市场对共因子的贡献。h a s b r o u c ( 1 9 9 5 ) 研究提出的信息份额( i n f o r m a t i o ns h a r e ) 分析模型，简写为i s 模型，以向量误差修正模型( v e c t o re r r o rc o r r e c t i o nm o d e l ， 简写为v e c m ) 为基础，按照共因子的信息方差来定义信息份额。i s 模型测量了 每个市场的信息对共因子方差的贡献，并把这种贡献的大小定义为价格发现的大 小。i s 模型在协整关系分析的基础上，进一步将长期作用部分的总方差进行分 解，计算出每个因子对总方差的贡献，由此识别期货市场和现货市场在价格发现 功能中作用的大小。 p t 模型和i s 模型近年来吸引了学术界的广泛关注。h a r r i e s 等( 1 9 9 5 ) 考察了 同时在n y s e 和地区交易所进行交易的美国股票的价格发现。g g e o f f r e y b o o t h ( 1 9 9 9 年) 通过采用德国的d a x 指数的证券的日内交易数据分析了股指现 货、股指期货和股指期权三者之间的价格发现过程，发现价格发现作用的研究体 现在三个方面，领先滞后关系、i - s 模型和p - t 模型都是基于e n g l e 和g r a n g e r ( 1 9 8 7 ) 的误差修正模型的。a l if d a r r a t 和m a o s e n z h o n g ( 2 0 0 2 ) 利用价格发现模型研究了 纽约市场和东京市场对亚太地区1 1 个新兴市场的价格发现的作用。b a i l l i e 等 ( 2 0 0 2 ) 、d ej o n g ( 2 0 0 2 ) 、l e h m a n n ( 2 0 0 2 ) 研究了这两种模型之间的关系，认为i s 模型与p t 模型提供了相似的结果，前提是有相似方差的残差是不相关的。如果 这些残差中有强烈的相关，那么这两个模型得到的结果就会迥异。h a r r i s 、 m c i n i s h 、w o o d ( 2 0 0 2 ) 和h a s b r o u c k ( 2 0 0 2 ) 比较了两种模型的不同。还有大量的研 究使用了这两种模型，如b o o t h 等( 2 0 0 2 ) ，t s e 和e r e n b u r g ( 2 0 0 2 ) 等。 国内的共因子价格发现研究在开始阶段主要集中在农产品期货和商品期货。 肖辉、吴冲锋、鲍建平、朱战宇( 2 0 0 4 ) 利用p t 模型研究了伦敦金属交易所与上 海期货交易所铜价格发现过程。徐信忠、杨云红、朱彤( 2 0 0 5 ) 币1 j 用h a s b r o u c k 的i s 模型研究了上海和伦敦市场铜期货的价格发现功能。王群勇、张晓峒( 2 0 0 5 ) 利用 h a s b r o u c k 的i s 模型研究了世界原油期货市场对原油价格的发现功能。 近年来，共因子价格发现的研究也逐渐扩展到了债券市场、股票市场。在股 票市场的研究中，王群勇、张晓峒( 2 0 0 5 ) 运用p t 模型研究了中国在纽约证券交 易所上市的股票的价格发现机制，研究发现，纽约市场对公司股票的价格发现起 着主导作用，并提出交易量是价格发现的主要解释因素。在债券市场的研究中， 于鑫( 2 0 0 8 ) 基于银行国债券市场的高频数据，利用v a r 模型和脉冲响应，对做市 商市场的运行情况进行检验，发现存货效应和信息不对称对价格发现均有显著影 响。 本文是在探讨人民币远期市场与即期市场间以人民币及远期市场之间互动 关系的基础上进行价格发现的研究。就国外来说，p a r k ( 2 0 0 1 ) l l 较了韩国1 9 9 7 年 汇改前后韩元即期市场和n d f 市场间信息流动，得到的结论为，汇改前存在从即期 市场向n d f 市场的溢出效应，改革后则相反。h u n g 等( 2 0 0 4 ) 研究了人民币n d f 市 场，发现2 0 0 2 年1 1 月1 3 日后人民币n d f 从升贴水角度看是折价的。h i g g i n s 和 h u m p a g e ( 2 0 0 5 ) 指出，n d f 市场的主要功能是用来对冲汇率风险，对于货币未来汇 率的任何预测都只是对冲活动的一个副产品。m i s r a 和b e h e r a ( 2 0 0 6 ) 研究了卢比现 汇市场、境内远期市场和n d f 市场之间的联动关系，得到的结论是，n d f 市场对即 期和远期市场存在单向均值溢出效应，即期和远期市场对n d f 市场存在波动溢出 效应，反之则很微弱。 而在国内，受汇率制度的限制，过去多年来人民币即期汇率基本保持稳定， 国内远期外汇市场发展缓慢，因而国内学者对于即期汇率和远期汇率关系的研究 甚少。汇改前主要研究集中于讨论远期汇率与有效实际汇率( r e e r ) 、行为均衡 汇率( b e e r ) 或基础均衡汇率f l e e r ) ，如张陶伟、杨金国( 2 0 0 5 ) 研究了人民币n d f 与行为均衡汇率( b e e r ) 的协整关系。关于远期汇率与即期汇率的关系，汇改以 来的研究成果并不多见。黄学军、吴冲锋( 2 0 0 6 ) l i 较了汇改前后人民币n d f 和即 期汇率的互动关系，而张光平( 2 0 0 6 ) 贝, 1 j 运用回归分析等方法对n d f 与人民币远期 之间的关系进行了研究。h e d i i z a w a ( 2 0 0 6 ) 检验了汇改1 年以来人民币j n d f 与即期汇率的协整关系以及有效市场假说。 在远期、n d f 和即期外汇关系方面，代幼渝、杨莹( 2 0 0 7 ) 检验了境夕f n d f 市 场、境内远期外汇市场和即期外汇市场上人民币汇率的协整关系以及两类远期外 汇市场的有效性，结果表明，国内远期外汇市场是人民币外汇市场的信息中心。 徐剑刚，李治国等( 2 0 0 7 ) 学者利用g a r c h ( 1 ，1 ) 模型分析t n d f 市场和即期市场间 均值和波动的溢出效应，结果表明境外因素已开始影响人民币即期市场。陈蓉、 郑振龙( 2 0 0 8 ) 对n d f 运行机制进行了探讨，并提出应对策略，指出发展在岸n d f 是我国目前可行的选择。李晓峰、陈华( 2 0 0 8 ) 实证检验了人民币即期汇率市场与 4 境外人民币期货市场、n d f 市场之间的信息流动关系，结果表明，在三个市场中， 境外n d f 市场处于市场信息中心的地位。 总体上，由于人民币汇改时间较短，制约了以上学者的数据选取。而且至今 为止，还没有学者运用信息份额模型对人民币外汇市场间的价格发现进行研究。 本文将首先对人民币境内外远期汇率以及即期汇率三者两两之间的动态关系进 行检验，然后利用共因子模型之一的信息份额模型对它们两两之间的价格发现进 行实证研究。 1 3 总体框架 本文主要的内容与结构安排如下： 第一章绪论主要介绍本文的研究目的及意义、论文框架以及文献综述；第二 章介绍了共因子价格发现的研究思路，其中包括共因子模型和信息份额模型的理 论基础与推导，最后对本文所作的价格发现研究进行了说明。在第三章，本文介 绍了文章中应用到的计量经济学的研究方法，以及对信息份额模型的计算进行了 说明。紧接着是第四章实证研究。此章主要是运用第三章给出了的研究方法和计 算方法利用3 组人民币的汇率数据对人民币远期市场的价格发现进行实证研究并 得到实证结果。第五章结论与政策建议主要对实证的结果进行进一步的总结和分 析并给出相关的结论以及提出了发展远期市场的政策建议。 第二章共因子的价格发现 本文所涉及的人民币远期市场价格发现研究属于共因子的价格发现研究，其 包括：1 ) 人民币远期市场与人民币即期市场间价格发现的研究，即境内远期市场 与即期市场间以及境夕 - n d f 市场与即期市场间共因子的价格发现研究；2 ) 人民币 境内外远期市场间价格发现的研究，即境内远期市场与境外n d f 市场间共因子的 价格发现研究。 2 1 共因子的价格发现 2 1 1 共因子模型 最早的共因子( c o m m o nf a c t o r ) 的定义是e l s t o c ka n dw a t s o n s ( 1 9 8 8 ) 给出的。 r 是一个价格向量，根据s t o c ka n dw a t s o n s ( 1 9 8 8 ) 对共因子的基本形式的定 义，r 可以分解为 y ，= 一+ g ，( 2 1 ) 其中z 是共因子项( c o m m o nf a c t o rc o m p o n e n t ) ；而g r 是短暂项( t r a n s i t o r y c o m p o n e n t ) ，它对r 没有长期的影响。 2 1 2 什么是共因子的价格发现 假如两个价格在长期内维持均衡关系，那么这种关系在计量经济学上表现为 协整关系，满足协整关系的这两个市场的价格间就有一个共同的变化趋势或者称 6 为共因子( c o n l m o nf a c t o r ) ，它代表了两个市场价格所隐含的共同有效价格，我 们就可以把该组价格分解为方程( 2 1 ) 的形式，它们之间也存在如方程( 2 1 ) 中的共 因子z ；而根据协整关系建立起来的向量误差修正模型便是方n ( 2 - 1 ) 的具体化。 本文把两组或多组价格序列遵循共同的变化趋势( 即共因子) 的过程定义为 价格发现过程，价格发现中的“价格”指的便是共因子所代表的共同有效价格。 2 1 3 信息份额模型 信息份额模型，作为比较常用的共因子模型，便是根据协整约束下的向量误 差修正模型对价格发现进行研究的。 信息份额模型研究价格发现的原理在于：把两组价格间的共同因子( 也就是 长期作用部分) 的方差分解为两个部分，一部分是由于第一个市场的价格变动引 起的，另一部分是由于第二个市场的变动引起的。并把最后分解的方差贡献值作 为它们两个市场对共同因子的贡献。信息份额模型测量了每个市场的信息对共因 子方差的贡献，并把这种贡献的大小定义为价格发现的大小。 考虑两个满足协整关系的一阶单整价格序列p r = ( p l ，p 2 ，) 。我们可以建立以 下向量误差修正模型( v e c m ) ： 上 衄= 口卢b l + 4 衄一+ q ( 2 2 ) _ ，= l 其中层= ，p 2 ，) ；向量a 是误差修正系数向量；p 系数是协整回归中的回归 系数向量；p ，是均值为0 的序列不相关的新息向量，其协方差矩阵为 兀：f ，仃? l p 仃i 盯p 善2 ) 一碱2 他的施而p 是它釉相关触 膏 甜t r p , 一。表示的是两价格序列间长期均衡的关系；而4 觚一则表示由不完全 市场所带来的短期冲击。 h a s b r o u e k ( 1 9 9 5 ) 提出的信息份额模型将误差修正模型表示成了无穷阶的 7 向量移动平均( v m a ) 形式，将式( 2 2 ) 改写成： a p ，= y ( l ) p ，( 2 3 ) 其中l ：f ，( 三) 为滞后算子矩阵； 根据协整的原理，卢只是平稳的，那么可推出卢y ( 1 ) = o ，其中l f ，( 1 ) 为所有 移动平均系数之和。在卢确定的情况下，l f ，( 1 ) 的所有行向量都是相同的。故l f ，( 1 ) q 是每个价格的新息对每个价格的长期影响，v ( 1 ) 的每个行向量都是一样的，意味 着长期影响才会对所有价格都是一样的。我们用l f ，= ( y 。，l ：f ，：) 表示y ( 1 ) 中的共同 的行向量也即共因子，将上式变成： b = f l f ，( 巳) + l f ，宰( 三) 乞 ( 2 4 ) s = l 其中f ( 1 ，1 ) 是2 1 的单位列向量； 在方程( 2 4 ) q h ，我们把价格向量分解为永久吸收了新息的长期作用部分 r y ( 巳) 和没有长期作用的部分l f ，宰( 三) q 。方程( 2 4 ) 可以看作是方程( 2 - 1 ) 的特 例。 h a s b r o u c k ( 1 9 9 5 ) 指出：增量鸭是由于新信息的到来引起证券价格变动的长 期作用部分，而该长期作用部分的方差为盯，2 = v a r ( g t s ，) = y h g t ，其中兀为 残差s ，的协方差。问题的关键在于将方差仃，2 分解为两部分，一部分是由于市场 1 价格变动引起的，另一部分是由于市场2 变动引起的。他将两个价格变量对共 因子方差的贡献定义为它们对共同因子的贡献。 如果协方差矩阵h 为对角线矩阵，即价格间的扰动项不相关，那么第i 个市 场航蝴额为s = 骞。 由于般来说，市场l 的变动与市场2 的变动不相互独立，因此，为消除两 个市场价格变动的交叉影响，将矩阵n 进行c h o l e s k y 分解，即n = m m ，其中 m 为下三角矩阵。通过c - e s b 分解得到m = ( 最。仃：声。! p ：尸：) 。显然m 满 本文将首先对境外人民币n d f 汇率、境内人民币远期汇率与人民币即期汇率 两两之间的动态关系检验： 1 对境外人民币n d f 汇率、境内人民币远期汇率与人民币即期汇率这三组汇率 利用单位根检验进行单整检验，以确定它们是否是同阶单整； 2 在同阶单整的前提下进行e n g l e g r a n g e r 的方法进行协整检验，验证它们是否 两两之间存在协整关系。 在动态关联性研究的基础上，本文试着做两组的价格发现研究： 1 )人民币远期市场与即期市场间的价格发现研究 2 )人民币境外n d f 市场与人民币境内远期市场间的价格发现 2 2 1 人民币远期市场与即期市场间的价格发现研究 人民币远期市场与即期市场关系包括两组关系：( 1 ) 境外人民币n d f 市场 与人民币即期市场间的价格发现；( 2 ) 境内人民币远期市场与即期市场之间的 价格发现。 根据协整理论和共因子模型，境外n d f 市场与即期市场、远期市场与即期市 场之间如果存在协整关系，那么每组的两个市场之间就存在共同的有效价格。根 据共因子价格发现模型信息份额模型得出上述境内外人民币远期与人民币 即期市场间共同的价格发现过程中，境内外远期市场对价格发现的贡献。 通过对比远期与即期市场的价格发现的贡献大小，可以找出到底是远期市场 9 还是即期市场在价格发现中占据主导地位，而且也可以验证远期市场的信息效 率。 2 2 2 人民币境外n d f 市场与人民币境内远期市场间的价格发现 对人民币远期汇率而言，境内远期市场和境外n d f 远期市场对应的是同一 种资产，其价格由其中两个远期市场中的信息决定( d e t e r m i n e d ) ( 或称为发现 ( d i s c o v e r e d ) ) 。因为只是交易地点不同，套利使得境内远期价格与境外n d f 远 期价格维持基本均衡。两个价格在长期内由于套利的存在而趋同，而在短期内由 于交易成本的存在又会背离。任何市场的价格偏离均衡价格的幅度不会太大，时 间也不会太长。境内远期汇率和境外n d f 远期汇率存在共因子( c o m m o nf a c t o r ) ， 本文将此共因子成为隐含有效价格。有效价格是所有市场价格永久波动的来源。 本文根据信息份额模型对境内人民币远期与境外人民币远期间进行研究。通 过比较同一合约期限的两种远期市场的价格发现的贡献大小，可以找出哪个远期 市场是远期汇率定价的主导市场，哪个远期市场在远期市场的定价权更大，并且 比较两个远期市场的信息效率，也即吸收信息和反映信息的能力。 1 0 第三章价格发现应用模型与方法 本文研究的主要内容有：1 ) 对境外人民币n d f 汇率、境内人民币远期汇率 与人民币即期汇率两两市场间进行协整检验以验证它们是否存在长期均衡关系。 2 ) 在协整检验的基础上，对境外人民币n d f 汇率、境内人民币远期汇率与人民 币即期汇率两两市场问建立向量误差修正模型，然后通过信息份额模型，将共因 子价格发现的贡献进行量化。 因此，在本文以下的价格发现研究中涉及到的计量分析方法与模型有：单位 根检验( u n i tr o o tt e s t ) 、协整检验( c o i n t c g r a t i o nt e s t ) 、向量误差修正模型( v e c m ) 以及共因子价格发现研究的常用模型信息份额模型( i n f o r m a t i o ns h a r e m o d e l ) 。 3 1 单位根检验 传统的时间序列计量经济学通常假设其变量的时间序列为平稳时间序列 ( s t a t i o n a r y ) ，但实际上许多经济变量的均值和方差都不符合平稳性的假设。若 用传统的回归方法来估计此非平稳的时间序列，其回归方程会造成决定系数很 高，变量t 统计量异常显著，但d w 值很低的现象，此即为伪回归。因此在利 用时间序列进行实证分析之前，先确认变量是否存在单位根的现象( 即是否为平 稳序列) ，已成为实证研究中不可或缺的步骤。 判断序列平稳特性通常是借助单位根检验( u n i tr o o tt e s t ) 方法。本文将运用 a d f ( a u g m e n t e dd i c k e y f u l l e r ) 单位根检验方法对境内外人民币远期汇率的时 间序列进行平稳性检验。 通常a d f 单位根有以下三种形式： 1 ) 不带截距项：易= p p ，- l + r , a p h + q ( 3 一1 ) 2 ) 带截距项：仍= a + p p f - l + r , a p ，- j + s ， ( 3 2 ) 3 ) 带线性时间趋势：a p ，= 口+ 卢t + pp + y ，a p 川+ s ，( 3 3 ) m 为滞后项，原假设为p f 不存在单位根。如果参数p 的t 统计量小于临界值， 则拒绝原假设，说明序列是一个平稳序列；如果p 的t 统计量大于临界值，则接 受原假设，说明序列非平稳。 3 2 协整和误差修正模型 3 2 1 单整 单整的定义为：如果序列只通过d 次差分成为一个平稳序列，而这个序列差 分d 1 次时却不平稳，那么称序列为d 阶单整序列，记为一i ( d ) 对单个时间序列应用a d f 单位根检验以及进行差分后的a d f 单位根检验，就 可以找出该时间序列的单整阶数。 3 2 2 协整 如果两个时间序列是同阶单整，即a ，一，( d ) ，p 2 ，一，( d ) ：同时存在非零 列向量卢，使得p7 ( a ，a ，) 一l ( d - b ) ；o b d ；则a ，和仍，为d ， b 阶协整， 记为( 岛 ，p 2 ，) - c i ( d ，6 ) ； 协整允许我们刻画两个或多个序列之间的平衡或平稳关系，协整可以看作是 1 2 这种均衡关系的统计表示。如果两个价格间之间满足协整关系，则意味着价格间 不能互相独立地运动，被共同的价格发现系统联系在一起，长远而言这些变量具 有均衡关系，这是建立和检验模型的基本出发点。虽然在短期内这些变量会因为 随机干扰偏离均值，但这种偏离是暂时的，随着时间的推移将会回到均衡状态； 如果不满足协整关系，这些变量之间不存在均衡关系，则变量的短期偏离是持久 的。 3 2 3 协整检验：e n g l e g r a n g e r 检验方法 从协整理论来说，自变量与因变量之间存在协整关系，也就是说，因变量能 被自变量的线性组合所解释，两者之间存在稳定的均衡关系，因变量间不能被解 释的部分构成一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的。 本文采用的是e n g l e 和g r a n g e r 提出的协整检验方法，俗称两步法。 这种检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验。因此检验一组变量之间 是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。 此检验方法分两步进行： 第一步，进行协整方程回归，得到残差； a ，= a + 卢幸p 2 ， ( 3 - 4 ) 差r e s i d = p l j 一( & 一夕奉p 2 ，) ( 3 5 ) 第二步使用单位根检验对协整方程中残差是否平稳进行检验；如果协整方程 残差平稳，则表明存在协整关系，否则不存在协整关系。 3 2 4 向量误差修正模型( v e c m ) e n g l e 和g r a n g e r 将协整与误差修正模型结合起来，建立了向量误差修正模 型。基本的v a r 模型并没有考虑到协整的关系，如果系统中的变量都是i ( 1 ) 的序 列，且是非协整关系时，则可以利用差分过的变量进行v a r 分析。但如果协整 的现象存在，原始的v a r 模型则无法捕捉长期的关系，因此我们必须将协整关 系加入v a r 模型里，并把它称为向量误差修正模型( v e c m ) 。 本文在对境内外远期与即期市场三个市场中的两两汇率间进行协整关系检 验后，建立了以下的向量误差修正模型： ， 一4 ，锄一一彳，锄川 = l 一4 ，觚川一镌，印：一 j - i + 一1 ( 3 - 6 ) l s 2 j j q 一。为误差修正项，a 。和a ：是误差修正系数，反映的是变量之间的均衡关 系偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整速度。所有解释变量的差分 项的系数反映各变量的短期波动对作为被解释变量的短期变化的影响，我们可以 剔除其中统计不显著的滞后差分项。 3 3 信息份额模型的具体计算 将得到误差修正系数a 。、a ：的估计值以及f ，e 钆2 , t 的协方差矩阵 ( p 0 ：，。p 芝2 声卜参纠。一m 的估计值，这些都是在信息份额模 型中要应用到的参数。 根据b a i l l i ee ta 1 ( 2 0 0 2 ) 的推导，如果协方差矩阵n 为对角线矩阵，即价格 间的扰动项不相关，这两个市场的信息份额为： s = 面i ( a 再l o i , 而e ) 2 1 4 + 、， 0 以陂露 口 a + + q 乞 ，一， = 、， 助助 ，一 驴而oi,g0 2 , 8 ( 仅2) 2 + ( a 1 ) 2 由于一般来说，市场1 的变动与市场2 的变动不相互独立，因此，为消除两 个市场价格变动的交叉影响，将矩阵n 进行c h o l e s k y 分解，即f i = m m ，其中 m 为下三角矩阵。通过c - e s b 分解得到m = ( 最。仃：。三p ：尸： 。显然m 满足m m = 兀，j j g _ , h a s b r o u e h 分解的得到市场1 的信息份额为 市场1 的信息份额为 s - - ( a lp t r 若：翥蒜p ，。一a 2 仃1 s ) 。+ 【a i 【l 一。厂。仃2 。g ) 。 市场2 的信息份额为 驴(alptr2兰tz2t等3rip o 2 一，。j + 【a l ( 1 一。j ，。) 很明显，s l 和s 22 _ f 百j 满足s i + s 2 = 1 。 第四章人民币远期市场价格发现的实证研究 4 1 数据选取与处理 本文的研究涉及到三个市场：境内远期市场、境外n d f 远期市场以及即期市 场。数据选取是2 0 0 5 年1 0 月2 4 日至2 0 0 8 年1 0 月1 4 日期间人民币境内远期汇率美元 兑人民币报价、境外n d f 美元兑人民币报价以及美元兑人民币现汇价格。 1 ) 2 0 0 5 年l o 月2 4 日至2 0 0 8 年1 0 月1 4 日，人民币即期汇率( s p o tr a t e ) 。 2 ) 2 0 0 5 年1 0 月2 4 日至2 0 0 8 年1 0 月1 4 日，人民币无本金远期汇率( n d f ) ， 交易品种包括1 月期、3 月期、6 月期、1 2 月期。 3 ) 2 0 0 5 年1 0 月2 4 日至2 0 0 8 年1 0 月1 4 日，人民币远期外汇汇率( f o r w a r d r a t e ) ，交易品种包括1 月期、3 月期、6 月期、1 2 月期。 由于交易日的并非一致，仅选取三地市场同一交易日的数据。远期汇率报价 分别为期限合约为1 个月、3 个月、6 个月以及1 2 个月的数据。 本文运用上面提及的方法和选取的数据运用e v i e w s5 0 进行数据处理、参 数估计以及信息份额的计算。 本章在公式以及回归方程中将使用以下符号代表相关汇率数据的时间序列： 即期汇率记为s ；境外远期汇率记为n d f , , ；境内远期汇率记为f w d , ；其 中下标n 表示远期的各种期限品种，分别表示合约期限为1 月、3 月、6 月和1 2 月期的远期汇率； 4 2 协整检验 建立向量误差修正模型以及运用信息份额模型的前提假设是两个价格之间 满足长期均衡关系，即具有协整关系，因此应该首先研究境外人民币n d f 汇率与 即期汇率、境内人民币远期汇率与即期汇率以及境内人民币远期汇率与境外人民 1 6 币n d f 汇率两两之 4 2 1 单位根 根据协整的定 整关系。因此，我们首先采用a d f 检验方法对人民币即期汇率以及合同期限为1 月、3 月、6 月和1 2 月的远期汇率( 人民币n d f 汇率和境内远期汇率) 进行单位根 检验以检验这三组汇率的平稳性。 通常a d f 单位根有以下三种形式：不带截距项、带截距项和带截距项以及 线性时间趋势。 由于三组汇率( 境内、外远期汇率以及即期汇率) 的均值都不为零，且不存 在明显的时间趋势，故将选择不带有常数项和线性时间趋势项的方程形式进行 a d f 检验。表4 1 和表4 2 给出了单位根检验的结果： 表4 1 人民币即期汇率的单位根检验( 水平和一级差分检验) 水平检验 t s t a t i s t i c1 7 6 3 4 s t p v a l u e 0 9 9 9 7 t s t a t i s t i c2 7 9 8 5 6 一级差分检验 pv a l u e 0 0 0 0 0 表4 2 人民币远期市场的单位根检验( 水平和一级差分检验) 远期合约期限 n = ln = 3n = 6n = 1 2 n d f , t s t a t i s t i c1 1 2 9 6 1 5o 1 1 8 70 5 6 5 6 1 0 7 9 3 水平检验 pv a l u e0 9 9 7 8o 1 3 4 l0 8 7 5 30 7 2 5 6 t s t a t i s t i c1 7 9 9 l0 9 0 3 80 0 9 6 10 5 0 4 4 f w d , pv a l u e 0 - 3 8 1 10 9 9 5 60 9 6 5 30 8 8 7 6 n d f c s t a t i s t i c2 6 0 7 l82 4 9 7 512 4 9 l7 89 5 9 5 0 一级差分检验 pv a l u e 0 0 0 0 00 0 0 0 00 0 0 0 00 0 0 0 0 c s t a t i s t i c15 2 7 5 42 3 4 3 8 03 2 7 2 3 32 4 3 7 7 0 f w d , pv a l u e 0 0 0 0 00 0 0 0 00 0 0 0 00 0 0 0 0 从表4 1 和表4 2 的结果，我们可以得到如下结论：所有的序列不能拒绝存在 1 7 单位根的原假设，也就是说即期汇率与1 月期、3 月期、6 月期和1 2 月期的境外n d f 汇率与境内远期汇率的时间序列都是非平稳序列。 而即期汇率与1 月期、3 月期、6 月期与1 2 月期的境内外远期汇率的一阶差分 单位根检验的t 统计量均大于临界值，可以拒绝存在单位根的原假设。也就是说 f w d 、n d f 和s 的一阶差分序列均已平稳，因此可以判断所有期限合约的境内人 民币远期汇率、境外n d f 汇率以及即期汇率均服从一阶单整过程，即 s ，f w d ，n d f ：，( 1 ) 4 2 2 两两市场之间的协整关系检验 上一节的结果显示3 组汇率都服从一阶单整过程，在这一前提下，本问将在 这一节进行三组汇率两两之间的协整关系检验。 1 ) 协整回归 本文在即期汇率与境内外人民币远期汇率均满足一阶单整的条件下，按照 e n g l e g r a n g e r 的协整检验方法分别对各期限的境内人民币远期汇率与即期汇率， 各期限的境外人民币n d f 汇率与即期汇率作协整回归： 方程( 1 ) s = a l + j i f w d 方程( 2 )s = 口2 + 色* n d f ( 4 1 ) ( 4 - 2 ) 方程( 3 )n d f = a 3 + 色* f w d ( 4 3 ) 其中下标n 表示远期的各种期限品种，分别表示合约期限为1 月、3 月、6 月和1 2 月期的远期汇率： 对上述的3 个方程进行回归，将得到各个方程的协整回归系数口。和届、口：和 废以及口，和展的参数估计，结果如表4 - 3 ： 表4 3 境内外远期市场与即期市场