10、信息传导与美元人民币外汇掉期定价(郑葵方)

1、 信息传导与美元/人民币外汇掉期的定价 本文获得中国博士后基金会资助，编号：20070420425。郑葵方（中国建设银行博士后工作站，中国社会科学院金融研究所博士后流动站）【摘要】在人民币外汇衍生产品中，外汇掉期比远期具有更重要的市场地位，然而其在中国的理论定价却失效。此时从信息传导角度看，指示性合约对市场总体定价的影响更加突出。因此本文研究美元/人民币外汇掉期的指示性合约，创造性地构建合约影响因子指标衡量各外汇掉期合约的市场影响力，进而发现3个月期合约是指示性合约。同时本文还确定了各合约的主要信息来源。这些研究成果可为投资者、监管层和政策制定者提供有价值的决策依据。关键词 人民币衍生产品 外

2、汇掉期 信息传导 指示性合约中图分类号：f830.92 文献标识码：ainformation transmission and the pricing of usd/cny swaps abstract: fx swaps have more powerful market influences than forwards in foreign exchange contracts, yet the formers prices from interest rate parity theory dont work in china. therefore the indicative contr

3、act plays a more important role on the markets pricing from information transmission aspect. this paper studies the information transmission between usd/cny fx swap contracts to discover the indicative contract. by constructing creatively an impact factor, market influences of fx swap contracts to d

4、ifferent maturities are measured. it is found that the indicative contracts maturity is 3-months. major information source of each swap contract is also discovered. the findings provide insights for investors, supervisors and policy makers.key words: rmb derivatives, fx swaps, information transmissi

5、on, indicative contract2005年7月21日中国人民银行宣布，我国即日起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。这是我国汇率制度改革的重大举措，从此人民币对美元的汇率变化幅度加大，市场规避汇率风险的需求增加，促进了我国外汇衍生产品市场的发展。中国的外汇衍生产品市场可以分为零售市场和银行间市场。零售市场是银行对客户的远期结售汇业务，是国内最早的人民币外汇衍生产品。从1997年中国银行独家开始试点，至2005年汇改以后进入全面发展阶段。而银行间外汇市场是经国家外汇管理局批准可以经营外汇业务的境内金融机构之间进行人民币与外币交易的市场。我国于20

6、05年8月15日在银行间市场推出了人民币外汇远期交易；又于2006年4月24日正式推出人民币外汇掉期交易。一、人民币外汇掉期合约的市场地位人民币外汇掉期（forex swap） 注意这与我国2007年8月17日推出的外汇货币掉期（rmb/fx currency swap）的涵义不同。外汇货币掉期是指在约定期限内交换约定数量的人民币与外币本金，同时定期交换两种货币利息的交易协议。外汇掉期主要用于短期融资,货币掉期主要用于中长期融资（温建东，2007）。交易，是指交易双方约定在前后两个不同的交割日按约定汇率进行方向相反的两笔本外币交易。其中交割日在前的交易为近端交易，交割日在后的交易称为远端交易。

7、一般近端交易多为即期交易，如此的外汇掉期相当于一笔即期外汇和一笔远期外汇交易的组合。合约以掉期点进行报价，因此可通过“远期汇率=即期汇率+掉期点”确定各外汇掉期合约隐含的远期汇率。外汇掉期合约是我国交易规模最大、成交最活跃的外汇衍生品种。据中国外汇交易中心暨全国银行间同业拆借中心研究部（2008）统计，2007年人民币对外币掉期市场共成交15948笔，累计成交3154.67亿美元，日均成交13.04亿美元；而人民币外汇远期市场共成交2952笔，累计成交223.87亿美元，日均成交0.93亿美元。上述两种交易中美元/人民币品种占总成交量的比例均超过99%。虽然外汇掉期推出时间较远期晚，但是外汇掉

8、期的交易远比远期交易活跃。人民币外汇掉期交易比远期活跃，主要在于外汇掉期比远期在金融市场中有更加广泛的应用。外汇远期具有“锁定远期汇率、规避汇率风险、发现未来汇率水平”的功能。外汇掉期不仅具备前者的优势，还有如下三方面的重要应用：1. 在企业的应用：企业可通过与银行的外汇掉期业务锁定近端和远端汇率，规避汇率波动风险。同时，企业可利用其进行资金融通。这种融资方式与贷款相比不仅手续简单，融资成本低，而且不会影响企业的资产负债率（高炯华，2006）。2. 在商业银行的应用：上述企业对外汇掉期合约的应用给商业银行带来了新的业务增长点。不仅如此，商业银行通过银行间外汇掉期市场拆借资金，进行资金管理，轧平

9、各种货币因到期日不同形成的资金缺口；并且可在外汇掉期和货币市场或境内外市场进行套利，获取巨额的财富。同时，外汇掉期市场“将不同交易主体对利率的定价集中反映在掉期价格上，商业银行能够通过掉期曲线发现市场真实利率水平”（罗纲，2007），从而为金融产品定价提供有效的基准。而作为表外业务，外汇掉期不会对商业银行的资产负债表造成影响。3. 在央行的应用：央行与商业银行的外汇掉期交易，已成为央行流动性调控的重要政策选择。早在2005年11月25日，中国人民银行就与10 家境内商业银行首次进行了60 亿美元的货币掉期操作：央行即期以美元掉入人民币，远期将人民币换回美元。这种操作的实质是，央行向商业银行做出

10、人民币升值幅度的保证，商业银行代替央行在外汇市场买卖外币。此举一方面使央行避免了频繁、大量地介入外汇市场进行流动性调控，另一方面为市场提供未来汇率走势的重要信号，稳定人民币的升值预期，减轻因赌本币升值而带来的外汇占款压力，保持国内货币和汇率政策的独立和稳定（宇翔，2005）。正是这些应用，促使外汇掉期的市场需求远大于外汇远期，交投十分活跃，能迅速正确地反映市场对远期汇率的综合预期，其比远期合约具有更加重要的市场地位和影响力。二、外汇掉期定价理论的失效和指示性合约的价值 现有较多的研究围绕远期结售汇的定价展开，如张屹山和田萍（2004），徐子福和洪昊（2006），代幼渝和杨莹（2007）等。但对

11、我国人民币外汇掉期合约的研究却不多，这与外汇掉期重要的市场地位极不相称。对外汇掉期的研究主要集中在其商业运用和操作（如高炯华，2006；罗纲，2007）、央行使用外汇掉期的用意（如宇翔，2005；沈思玮，2005）、外资行如何通过外汇掉期套利（如陈昆才，2008）、外汇掉期与远期的关系（如郭茹，2006）等方面。对其分析只停留在定性层面，尚没有定量分析。主要是因为我国银行间外汇掉期市场2006年4月才诞生，市场交易数据不易获得，所以现有研究很少涉及外汇掉期的定价问题。目前，我国的外汇掉期点主要是由市场预期和需求流量决定，从利率平价模型计算的理论价格对实际交易没有多大的参考作用。这是因为虽然我国

12、已有国债收益率等流动性较好的市场利率，但是资本项目管制下新的短期外债政策出台使境内美元同海外市场的联动性大幅下降，境内美元仍然没有基准利率，所以通过利率平价理论计算的价格已经失效。这时，从信息传导角度看，指示性合约对市场总体定价的影响更加重要。共同信息出现时，不同期限合约对信息的反应速度存在差异，它们中必有一个合约对共同信息的反应领先于其它合约。对信息的反应最快的合约将引领反应滞后的合约的变化，前者就是指示性合约（类似坊间所称的“主力合约”）。它是市场中对有效信息反应最迅速充分，通过价格传导影响相关合约程度最深、范围最广，在整个市场中占据主导地位，最可能是市场信息来源的合约。确定指示性合约有如

13、下重要的意义：首先，机构投资者可以根据指示性合约的变化判断其它合约的走势，制定恰当的投资策略。其次，企业能根据指示性合约的趋势变化尽早做好规避汇率风险的安排。最后，监管者和政策制定者可以通过指示性合约及早把握汇率走势变化，为市场监管和国家宏观经济政策制定提供有效的决策依据。然而，在具体操作时大多数主体主要凭感觉判断指示性合约，目前缺乏对所有合约市场影响力便捷有效的衡量方法。因此本文将研究美元/人民币各个期限的外汇掉期合约对市场信息的反应能力，从而发现指示性合约。运用两两granger因果分析方法，创造性地构建合约影响因子指标，评价各类合约的市场引导作用和影响范围，确定市场合约的主要信息来源。文

14、章结构安排如下：第三节初步分析合约的基础特征；第四节阐述研究方法和构建合约影响因子指标；第五节综合评价各种合约的市场影响，发现指示性合约，确定各合约的主要信息来源。本文主要结论和启示在第六节说明。三、美元/人民币外汇掉期合约的基础特征本文数据样本区间从2007年4月9日至2008年4月17日，共有251个交易日。起始时间选择2007年4月9日，是因为之前的历史交易数据难以获得。我们研究美元/人民币的即期汇率和各期限掉期合约的中间价数据，数据来源于bloomberg。根据“远期汇率=即期汇率+掉期点”公式确定各掉期合约隐含的远期汇率，对由此得到的远期汇率作augmented dickey-ful

15、ler 单位根检验，发现它们都是单整序列。本文只选取样本个数超过170的掉期合约 众所周知，交易不活跃、报价不连续的外汇掉期合约对有效信息的反应不足，并且为了避免涉及过多的合约使本文的研究结果过于繁琐，这里只选取样本量较大、观察值个数超过170的掉期合约。，其对应期限分别是2天（tn）、1周（1w）、1个月（1m）、2个月（2m）、3个月（3m）、6个月（6m）、9个月（9m）和1年（1y） 下文将用“sf*”表示期限为*的外汇掉期合约隐含的远期汇率，“df*”表示对sf*取一阶差分。图1是美元/人民币即期汇率和掉期合约隐含的远期汇率（简称“远期汇率”）走势图。从图1看，即期和远期汇率都是下行

16、趋势，而且下行的速度逐渐加快，意味着样本期内人民币对美元单边升值，并且升值速度逐渐加快。临近期限的远期汇率走势高度一致。根据走势的形状差异，合约大致可分为两类：一类是期限在3个月内的远期汇率，走势差别不大，图形基本重合；另一类是季度合约的远期汇率，走势基本相同，随着时间的推移，曲线的间距逐渐拉大，意味着市场预期人民币升值速度将比以前更快。表1汇总了即期和各远期汇率及其一阶差分变量的描述性统计结果。可以看出，期限越长的远期汇率均值越低，这与图1吻合，表明市场对人民币升值的预期很强烈。从标准差看，随着期限的增加，远期汇率的波动逐渐加剧。所有合约的远期汇率都具有负的偏度，表明远期汇率低于均值的概率较

17、大，人民币升值的速度大于回调的速度，说明市场以单边升值为主；峰度总小于3，意味着分布没有厚尾现象。在样本期内，即期汇率每日都有活跃的报价，有251个观察值。样本期内掉期合约的样本个数越多，意味着合约交易越活跃，报价越连续。表1显示，样本个数最多的是2天和1年期合约，有242个观察值，其次是1周和1个月期的；样本个数最少的是2个月期合约。对远期汇率的一阶差分变量的统计结果显示（见表1）：6个月期合约相邻两天汇率的平均变化幅度最大（均值为-0.0050），其次是1年期合约（均值为-0.0044），从标准差看这二者的波动也是所有合约中最大的。图1：美元/人民币即期和各期限外汇掉期隐含的远期汇率走势图

18、表1：美元/人民币的各类掉期合约的描述性统计结果序列均值标准差偏度峰度样本个数spot7.70310.2976-0.70692.5413251sftn7.4345 0.2159 -0.6029 2.1447 242sf1w7.42020.2197-0.57992.1014234sf1m7.38990.2278-0.50742.0605233sf2m7.33830.2448-0.34941.8829177sf3m7.30240.2586-0.39731.8552204sf6m7.19450.2889-0.35511.7990208sf9m7.11330.3198-0.36551.7567185s

19、f1y7.05670.3509-0.43681.8465242dspot-0.00190.0071-0.20154.4523250dftn-0.0027 0.0090 0.0745 3.3241 232df1w-0.00310.0093-0.22413.7154219df1m-0.00330.00950.16323.1593218df2m-0.00430.01200.52465.6600135df3m-0.00350.01550.936210.4962166df6m-0.00500.02260.077522.3683178df9m-0.00390.0190-0.62526.3822139df1

20、y-0.00440.0229-0.404814.4014233注：数据来源于bloomberg。sf*表示期限为*的外汇掉期合约隐含的远期汇率，df*表示对sf*取一阶差分。表2给出了各汇率或其一阶差分变量的两两相关系数，可以发现：即使是相关性最弱的合约，其远期汇率的相关系数也在0.98以上。某期限合约的远期汇率与其越临近期限的汇率相关性越强，与其越远期限的汇率相关性越弱。在一阶变量的相关系数中，只有期限在3个月内的汇率与其它各期限（除1年期以外）汇率的相关系数变化仍遵循这个规律。所有合约的一阶汇率之间都是正相关。虽然各合约之间高度相关，但是并没有指出合约的影响范围和信息传导方向，这需要采用第

21、四节的方法进一步研究。表2：两两合约之间的相关系数相关系数spotsftnsf1wsf1msf2msf3msf6msf9msf1yspot1.0000 sftn1.0000 1.0000 sf1w0.9998 0.9998 1.0000 sf1m0.9988 0.9987 0.9992 1.0000 sf2m0.9965 0.9963 0.9973 0.9991 1.0000 sf3m0.9946 0.9946 0.9953 0.9979 0.9994 1.0000 sf6m0.9876 0.9875 0.9885 0.9925 0.9960 0.9968 1.0000 sf9m0.9877

22、0.9875 0.9883 0.9919 0.9958 0.9967 0.9983 1.0000 sf1y0.9854 0.9857 0.9860 0.9897 0.9930 0.9940 0.9972 0.9985 1.0000 相关系数dspotdftndf1wdf1mdf2mdf3mdf6mdf9mdf1ydspot1.0000 dftn0.9819 1.0000 df1w0.9619 0.9410 1.0000 df1m0.8983 0.8729 0.9068 1.0000 df2m0.6420 0.6273 0.6424 0.6950 1.0000 df3m0.5890 0.5700

23、 0.5930 0.6371 0.6987 1.0000 df6m0.4519 0.4475 0.4463 0.5247 0.3816 0.4146 1.0000 df9m0.2670 0.2514 0.3692 0.3302 0.2460 0.6936 0.4424 1.0000 df1y0.3522 0.3548 0.3876 0.5095 0.4269 0.5598 0.4741 0.5883 1.0000 注：数据来源于bloomberg。sf*表示期限为*的外汇掉期合约隐含的远期汇率，df*表示对sf*取一阶差分。四、 研究方法为了确定各合约远期汇率之间的信息传导方向，本文采用基于v

24、ar模型的granger因果分析方法。由于各合约的远期汇率都是单整序列，所以只在模型中引入其一阶差分后的汇率。鉴于这些变量之间都存在不同程度较高的正相关关系（见表2），为避免方程的多重共线性导致granger因果检验失效 如果回归方程中各解释变量的相关度越高，则多重共线性程度越严重，将导致系数的估计方差越大，系数的统计显著性将明显降低，从而使granger因果分析的f检验方法失效。，这里采用双变量的var模型，研究两两合约的一阶差分远期汇率dfx1和dfx2的关系，模型(var(l)设定如下： （1） （2）其中为常数。为了判断信息在这些合约之间的传导方向，基于上述双变量var模型运用分块f检

25、验做granger因果分析。对方程(1)，如果原假设（即“dfx2不是dfx1的granger原因”）被拒绝，意味着dfx2的变化影响了dfx1，说明dfx2对信息的反应速度领先于dfx1。同理，对方程(2），如果原假设（即dfx1不是dfx2的granger原因）被拒绝，意味着dfx1的变化领先dfx2，信息从dfx1向dfx2传导。granger因果分析的f检验统计量定义如下： 其中表示无约束方程的拟合优度，表示约束方程的拟合优度，r为约束个数，n为样本个数，k为无约束方程中参数的个数，为显著性水平。该f统计量表示不加约束可以对因变量增加多少解释能力，即如果忽略约束所对应的解释变量将损失多

26、少对因变量的解释力度。如果r、n和k均保持不变，在相同的显著性水平下f检验具有相同的临界值。这时的f统计量具有可比性，其值越大就表示原假设中对应的解释变量对因变量的解释程度越高，意味着该解释变量对因变量的引导作用越强。如果基于同类设定模型的r、n和k不同，虽然f统计量不可比，但是f统计量的p值是可比的，可以衡量f统计量偏离临界值的程度，从而获知引导作用的强弱程度 通过跨方程比较系数大小来衡量引导作用强弱是不恰当的，因为它没有消除估计系数方差和因变量方差引起的“非标准化”问题。为在不同自由度下衡量解释变量对因变量引导作用的强弱，本文基于p值定义指标fac： （3）首先，fac与p值的倒数成正比。

27、p值越小，则f统计量超出临界值越多，其对应的fac值越大，说明引导作用越强。其次，fac中使用log是为了消除单个p值量级对下文即将提到的加总结果有过大干扰。为了公平起见，在相同的时间窗口中进行比较，本文所有granger因果检验的滞后期都设定为2。因此，两两合约的granger因果分析的自由度差异只在于样本个数的不同。为了便于说明各合约的市场影响力，本文创造性地构建了合约影响因子这一指标进行衡量。在5%显著水平下，某合约的影响因子分为两部分（见公式(4)）：一是它对其它合约的净领先作用，将它显著领先其它合约（即输出信息）的fac之和减去它被其它合约显著引导（即被输入信息）的fac之和；二是它

28、的辐射影响范围，如果它向其它合约显著输出信息的渠道越多，而被其它合约输入信息的渠道越少，则说明该合约具有很强的领先作用，在市场定价中居于主导地位。设定“2 * 输出信息的渠道数 - 1 * 被输入信息的渠道数”衡量其辐射影响范围。这个设定双倍奖励了它对其它合约的辐射影响，惩罚了它对有效信息反应迟缓从而被其它合约所影响。前者的权重是后者的双倍，这是因为与其它合约存在双向信息交换的合约肯定要比与其它合约毫无信息交换的合约在市场上有更重要的作用，如此权重设定可以区分这两类合约。某合约的影响因子 = 对其它合约的净领先作用 + 辐射影响范围 = （显著输出信息的fac加总 - 显著被输入信息的fac加

29、总） + （2 * 输出信息的渠道数 1 * 被输入信息的渠道数） （4）五、发现指示性合约和各合约的主要信息源基于var(2)模型（方程(1)和(2)）作granger因果检验分析两两合约间的关系，并根据公式(3)和(4)计算各合约的影响因子来衡量其市场影响力。为了节省篇幅，这里只列出两两granger因果检验的结果，不列var的统计结果。表3汇总了即期和外汇掉期合约的两两granger因果检验f统计量的p值。表4在5%显著水平下基于表3计算了fac和合约的影响因子指标。第三节的分析已经指出，季度合约与3个月内合约的市场表现有明显区别，所以下面分别对这两类合约进行分析。表3：即期和外汇掉期合

30、约两两granger因果检验中f统计量的p值p值dspotdftndf1wdf1mdf2mdf3mdf6mdf9mdf1ydspot0.154 0.720 0.242 0.034 0.115 0.251 0.224 0.052 dftn0.538 0.772 0.464 0.199 0.190 0.533 0.621 0.155 df1w0.450 0.465 0.046 0.001 0.092 0.076 0.103 0.099 df1m0.375 0.783 0.216 0.011 0.081 0.316 0.346 0.468 df2m0.042 0.083 0.059 0.216 0.

31、816 0.529 0.328 0.899 df3m0.818 0.759 0.667 0.083 0.081 0.001 0.007 0.048 df6m0.008 0.010 0.012 0.136 0.380 0.581 0.575 0.190 df9m0.149 0.765 0.225 0.445 2.50e-040.314 0.106 0.850 df1y0.371 0.370 0.926 0.066 0.122 0.376 0.001 0.006 注：粗体部分表示在5%显著水平下拒绝原假设，认为存在该方向的引导作用。变量df*表示对*期限的外汇掉期合约隐含的远期利率取一阶差分。（一

32、）季度合约的市场影响力从表4的影响因子看，3个月期合约领袖群雄，影响因子最高，为12.369。3个月期合约显著引导了6个月、9个月和1年期的合约（见表4第6行），自身不受其它合约的影响（见表4第6列），这暗示该合约影响相关合约的范围最大、是市场有效信息的来源，在市场中居于主导地位。影响因子排列第二位的是1年期合约（影响因子=7.189），它显著领先于6个月和9个月期的合约（见表4第9行），同时受到3个月期合约的引导（见表4第9列）。6个月期合约的影响因子为3.894，高于9个月期合约（影响因子=-0.807）。6个月期合约显著引导了即期、2天和1周的汇率，同时受到3个月和1年期合约的显著影响。

33、按照市场惯例，3个月、6个月和1年期的合约是市场的关键合约，从表4的影响因子看，确实如此。表4：在5%显著水平下的fac和合约影响因子facdspotdftndf1wdf1mdf2mdf3mdf6mdf9mdf1y影响因子dspot1.463 -2.014dftn-3.013df1w1.333 3.180 5.579df1m1.971 1.639df2m1.382 -10.835df3m2.896 2.154 1.319 12.369df6m2.095 2.0131.934 3.894df9m3.602 -0.807df1y3.252 2.256 7.189注：fac是根据表3的数据运用公式(

34、3)进行计算，按公式(4)汇总计算各合约的影响因子值。变量df*表示对*期限的外汇掉期合约隐含的远期利率取一阶差分。季度合约中，9个月期合约的反应速度最落后。这一方面是因为外资银行较少参与9个月期合约的交易，可能源于9个月期利率产品流动性相对较差，难以进行有效对冲 虽然外汇掉期合约锁定前后两端的汇率，但是锁定前端后，要不断对后端进行重估，而重估后端时需要由当时的利率确定的，所以仍有风险，需要利用利率产品（如fra、irs、利率期货、债券等）进行对冲。另一方面，9个月期合约的流动性低，难以对有效信息做出及时反应。样本期内该合约样本数为185，在季度合约中交易最不活跃。成交不活跃的合约通常缺乏流动

35、性，无法及时反应新信息。但并不是交易越活跃的合约对信息的反应越迅速，因为其可能含有一定的噪声交易，湮没了一些有效信息。如市场交易非常活跃的1年和2天期合约，其市场影响力分别是第二和倒数第二；而3个月期合约是市场的领袖合约，但它的市场活跃度居中。显然，如果光从成交是否活跃判断指示性合约，可能会得出错误结论。季度合约按市场影响力高低排列座次，应该是3个月、1年、6个月和9个月期。总体上，季度合约的市场影响力普遍比期限在3个月内的合约更高。（二）3个月内合约的市场影响力期限在3个月内的合约，数1周合约的市场影响力最强，影响因子为5.579，在市场上总体排列第三。1周合约对1个月和2个月期合约均有显著

36、影响（见表4第3行），同是也受到6个月期合约的影响（见表4第3列）。影响因子最小的是2个月期合约（影响因子=-10.835），说明该合约总体上对信息反映最为滞后，它受到1周、1个月和9个月期合约的显著影响（见表4第5列），并与即期汇率之间存在双向的引导作用。即期汇率对2个月期合约的引导作用（fac=1.463）较强于2个月期对即期汇率的引导（fac=1.382）。值得注意的是，2个月期合约的样本个数是众合约中最小的（见表1，仅为177），说明合约交易不够活跃，难以对有效信息做出及时反应。（三）各合约的主要信息来源表4的价值还在于：通过比较某合约被其它合约影响的fac值的大小，可以发现对该合约影响程度最大的合约，即它的主要信息来源，从而有助于交易者在交易时及时根据主要信息合约的变化对目标合约的影响，调整交易策略和风险敞口。具体做法如下：对表4的每一列，如合约h对应的列，比较该列内的各个fac值，从中选取fac值最大的，其所对应的横行合约记为c*，则合约c*是h的