离岸人民币市场对在岸市场的溢出效应分析

离岸人民币市场对在岸市场的溢出效应分析

一引言近年来，离岸人民币市场利率和汇率体系发展迅速。目前，香港已经成功建立和形成了人民币汇率的定盘价和同业拆借利率（人民币HIBOR），并通过改变市场预期和跨境资金流动等渠道对内地金融市场和国际金融市场产生一定的影响和冲击。同时，随着内地金融市场改革开放的深入及利率、汇率市场化改革的推进，市场化的利率和汇率将不可避免地受到离岸人民币市场的冲击，同时内地的金融市场变化也会给香港人民币市场带来重要的影响。因此，深入研究香港人民币市场对在岸金融市场的溢出效应，有利于理解两个人民币市场相互影响的机制、渠道和方向，有利于协调在岸和离岸两个市场的发展，也有利于政策制定者把握离岸人民币市场发展的方向、力度和节奏。二实证模型考察人民币离岸利率和在岸利率的关系，主要从线性和非线性两个角度。首先使用格兰杰（Granger）因果检验来检验两者的线性引导关系。该检验假定因变量的预测信息已经全部在解释变量之中。假定有两个变量X和Y，分别引入另一个变量的滞后项构成方程，并进行系数估计，相应的回归方程如下：如果以上方程中滞后Y的估计系数都显著不等于零，且X的滞后项的估计系数不显著不等于零，则可以认为Y有到X的单向因果关系，反之，则可以认为有从X到Y的单向因果关系。若两个滞后项的估计系数都显著异于零，则可以认为两个变量间存在双向因果关系。但是，Granger因果检验法是基于预测，并非逻辑上的因果关系。其次是考察两个市场的波动溢出效应，也就是非线性关系。从文献方法上看，衡量时间序列的波动性的方法有多种。本书主要运用多元GRACH的方法来衡量波动性，并根据条件方差方程系数的显著性来判断变量间波动溢出的方向及强度。多元GRACH模型克服了一元GRACH模型将市场分割开来进行考察的缺点，有效地降低了变量间所包含信息的损失。由于本文主要考察离岸和在岸人民币利率和汇率的关系，因此，我们选择二元GRACH模型来进行波动性分析。相应的二元GARCH的条件均值方程如下：其中，μt是常数项，εt是条件残差项，M、N、K分别是最大滞后阶数。对于条件方差方程，可以选择应用较为广泛的二元GARCH-BEKK（1，1）的条件方差方程：其中，是条件方差协方差矩阵。ARCH效应项和GARCH效应项的系数矩阵分别为A和B：所以，GARCH-BEKK（1，1）的条件方差方程可以分解为：从式（8-6）至式（8-8）中得出，两个市场间的波动溢出关系主要取决于系数a21、b21是否显著不等于零。同时，根据系数a12、b12是否显著不等于零也可以判断两个市场的波动溢出关系。三实证分析（一）离岸人民币与在岸市场利率的溢出效应随着我国金融改革开放的加快，人民币利率市场化进程进一步加快，基准利率的政策传导作用不断发挥，上海银行间拆借利率的定价功能日益成熟，国债收益率曲线不断完善，人民币利率体系初步形成。与此同时，人民币离岸市场的利率也在不断地发展，利率体系主要由同业拆借利率、存款利率、贸易融资利率和点心债券利率组成。1.变量选择和数据说明目前，人民币在岸市场利率的种类较多。考虑到利率灵敏性和代表性，本次研究选择市场化程度较高的SHIBOR代表人民币在岸利率。由于SHIBOR是银行间市场的报价利率，并非实际成交的利率，本次选择中国银行间同业拆借市场交易利率（CHIBOR）作为研究的稳定性检验变量。目前，SHIBOR和CHIBOR均有期限，为隔夜到12个月共8个品种。与在岸市场利率相比，离岸人民币利率的发展较晚。从全球范围来看，香港人民币市场利率发展比较快，香港财资公会从2013年3月开始发布香港离岸人民币（CNH）同业拆借利率。此前，香港各商业银行独立地在市场上进行拆入拆出人民币利率的报价，并没有形成统一市场，交易规模较小，交易利率波动性也较大。本次研究将选择香港人民币同业拆借利率（HIBOR）作为离岸人民币利率。目前，CNH有隔夜到12个月共8个期限品种。考虑到数据的可获得性和有效性，此次研究的样本范围为2013年3月25日至2014年12月3日，数据频率为日度数据，在岸利率数据来自中国外汇交易中心，香港人民币利率来自香港财资市场公会[1]，数据序列均经过季节调整，去除日历效应。具体看，本次研究选择了SHIBOR的隔夜拆借利率作为人民币在岸利率的代表（ONR），选择香港人民币利率（OFFR）的隔夜（OFFR1）、1周（OFFRW1）、2周（OFFRW2）、1个月（OFFRM1）、3个月（OFFRM3）、6个月（OFFRM6）和12个月（OFFRM12）期限的数据作为离岸人民币利率。报酬收益率为离岸和在岸利率序列取对数后进行差分，计算公式为R=100×（lnp-lnp），其中，p为在第t日对应的利率价格数据，i代表变量ONR和OFFR。2.市场间线性引导关系的检验人民币离岸市场和在岸市场之间的线性引导关系，即报酬溢出关系，可以通过格兰杰因果检验来进行检验。在检验前，首先要确定各变量序列是否存在单位根过程。为保证检验结果的稳健性，本书采用ADF和PP两种单位根检验方法对各变量序列进行平稳性检验。检验结果表明，在5%的检验水平下，各变量序列均可接受存在单位根的原假设，即所有变量均为非平稳序列。为此，我们对各变量序列取一阶差分后再进行平稳性检验，结果表明，各变量都是一阶平稳过程（见表8-1）。由于各变量存在同阶单位根过程，接下来对各序列的组合进行协整检验，并在协整检验的基础上对各序列进行Granger因果检验，其最优滞后期依据SC和AIC信息准则来确定。如表8-2所示，ONRSH、ONRCH和OFFR各变量间均存在协整关系。表8-1各变量的平稳性检验结果变量水平检验一阶差分结论ADFPPADFPPONRSH-3.1-3.36-9.479***-16.054***一阶平稳ONRCH-3.02-2.97-9.691***-15.953***一阶平稳OFFR1-2.53-2.56-13.833***-22.620***一阶平稳OFFRW1-1.67-2.68-16.279***-16.120***一阶平稳OFFRW2-2.34-2.49-16.624***-16.623***一阶平稳OFFRM1-2.92-2.96-17.350***-17.353***一阶平稳OFFRM3-2.48-2.29-15.563***-15.825***一阶平稳OFFRM6-0.74-1.2-6.607***-18.031***一阶平稳OFFRM12-0.67-0.87-7.647***-23.271***一阶平稳注：***表示在1%的检验水平下显著，临界值为-3.46。表8-1各变量的平稳性检验结果表8-2各变量组合的协整检验变量组合原假设迹统计量P值结论最大特征根P值结论ONRSH和OFFR不存在协整方程98.650.00拒绝25.470.00拒绝最多一个协整方程47.540.03拒绝26.120.05拒绝最多二个协整方程21.360.30不能拒绝12.350.42不能拒绝最多三个协整方程7.690.39不能拒绝5.360.61不能拒绝最多四个协整方程2.540.10不能拒绝2.580.10不能拒绝ONRCH和OFFR不存在协整方程56.970.00拒绝43.210.00拒绝最多一个协整方程57.630.01拒绝24.360.07不能拒绝最多二个协整方程29.650.07不能拒绝21.330.06不能拒绝最多三个协整方程9.650.44不能拒绝7.420.58不能拒绝最多四个协整方程2.130.16不能拒绝2.140.16不能拒绝注：协整检验的检验水平为5%。表8-2各变量组合的协整检验首先，考察全样本区间的情况。SHIBOR和CHIBOR与离岸人民币利率的格兰杰因果检验的结果如表8-3所示。从检验的结果来看，离岸人民币各期限利率都是在岸利率的格兰杰原因，其中部分期限是在5%的显著水平下成立，部分期限是在1%的水平下成立。也就是说，离岸人民币利率对在岸人民币利率具有报酬溢出效应，而在岸人民币利率对部分离岸人民币利率具有报酬溢出效应。如果用CHIBOR替代SHIBOR，检验结果仍然保持不变。表8-3在岸和离岸人民币利率的格兰杰因果检验结果（全样本区间）原假设F值P值结论原假设F值P值结论ONRSH≠→OFFR10.360.70接受ONRCH≠→OFFR10.380.68接受OFFR1≠→ONRSH4.450.01**接受OFFR1≠→ONRCH4.560.01**接受ONRSH≠→OFFRW12.350.10接受ONRCH≠→OFFRW12.430.09接受OFFRW1≠→ONRSH5.200.01**拒绝OFFRW1≠→ONRCH5.520.00***拒绝ONRSH≠→OFFRW22.030.13接受ONRCH≠→OFFRW25.050.01**拒绝OFFRW2≠→ONRSH4.700.01**拒绝OFFRW2≠→ONRCH2.140.09接受ONRSH≠→OFFRM18.670.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM14.760.12接受OFFRM1≠→ONRSH4.590.01**拒绝OFFRM1≠→ONRCH8.560.01**拒绝ONRSH≠→OFFRM213.120.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM24.970.00***拒绝OFFRM2≠→ONRSH4.790.01**拒绝OFFRM2≠→ONRCH13.820.01**拒绝ONRSH≠→OFFRM36.010.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM36.000.00***拒绝OFFRM3≠→ONRSH10.450.00***拒绝OFFRM3≠→ONRCH10.780.01**拒绝ONRSH≠→OFFRM613.340.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM67.610.00***拒绝OFFRM6≠→ONRSH7.560.00***拒绝OFFRM6≠→ONRCH13.840.00***拒绝ONRSH≠→OFFRM1212.380.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM1211.420.00***拒绝OFFRM12≠→ONRSH10.740.00***拒绝OFFRM12≠→ONRCH11.600.00***拒绝注：1.***表示在1%的检验水平下拒绝原假设，**表示在5%的检验水平下拒绝原假设。2.ONR≠→OFFR表示ONR不是OFFR的格兰杰原因。表8-3在岸和离岸人民币利率的格兰杰因果检验结果（全样本区间）2013年7月20日，中国人民银行取消了商业银行贷款利率的下限，推动了利率市场化进程。为考察取消贷款下限的政策对两个市场报酬溢出的影响，本书以2013年7月20日作为分界点，将样本区间分为两个子样本分别进行检验，相应的检验结果如表8-4和表8-5所示。从7月20日前的检验结果看，离岸人民币中只有3个月期限和6个月期限的利率对在岸利率有报酬溢出效应，其他期限的溢出效应不显著，该结论在SHIBOR替换为CHIBOR时也成立，其主要原因可能是离岸利率形成时间不长，影响力和定价能力仍不够强。表8-4在岸和离岸人民币利率的格兰杰因果检验结果（2013年7月20日前）原假设F值P值结论原假设F值P值结论ONRSH≠→OFFR11.080.36接受ONRCH≠→OFFR11.220.31接受OFFR1≠→ONRSH1.370.26接受OFFR1≠→ONRCH2.120.11接受ONRSH≠→OFFRW11.230.30接受ONRCH≠→OFFRW11.250.30接受OFFRW1≠→ONRSH1.930.13接受OFFRW1≠→ONRCH5.520.00***拒绝ONRSH≠→OFFRW21.020.39接受ONRCH≠→OFFRW21.030.38接受OFFRW2≠→ONRSH1.540.21接受OFFRW2≠→ONRCH1.710.17接受ONRSH≠→OFFRM13.130.03**拒绝ONRCH≠→OFFRM13.160.03**拒绝OFFRM1≠→ONRSH1.120.35接受OFFRM1≠→ONRCH1.190.32接受ONRSH≠→OFFRM25.400.00**×拒绝ONRCH≠→OFFRM25.560.00***拒绝OFFRM2≠→ONRSH2.010.12接受OFFRM2≠→ONRCH2.160.10接受ONRSH≠→OFFRM34.180.01**拒绝ONRCH≠→OFFRM34.290.01**拒绝OFFRM3≠→ONRSH3.120.03**拒绝OFFRM3≠→ONRCH3.290.03**拒绝ONRSH≠→OFFRM65.390.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM65.770.00***拒绝OFFRM6≠→ONRSH2.080.11接受OFFRM6≠→ONRCH2.160.10接受ONRSH≠→OFFRM124.790.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM122.260.09接受OFFRM12≠→ONRSH2.430.07接受OFFRM12≠→ONRCH5.070.00***拒绝注：1.***表示在1%的检验水平下拒绝原假设，**表示在5%的检验水平下拒绝原假设。2.ONR≠→OFFR表示ONR不是OFFR的格兰杰原因。表8-4在岸和离岸人民币利率的格兰杰因果检验结果（2013年7月20日前）表8-5是7月20日贷款下限取消后，在岸和离岸利率的报酬溢出效应的检验。从检验的结果来看，离岸利率的各期限是在岸利率的格兰杰原因，离岸利率对在岸利率具有报酬溢出效应。也就是说，与此前相比，在岸商业银行贷款下限取消后离岸利率对在岸利率的溢出效应增强了。从显著水平看，离岸利率对在岸利率的溢出效应比全样本时期更显著，各期限均在1%的检验水平下通过检验，而全样本时期只有少部分通过1%检验水平的检验。该结论在SHIBOR被替换为CHIBOR后依然成立。通过比较表8-4和表8-5，可以发现利率市场化改革增强了离岸利率对在岸利率的报酬溢出效应。表8-5在岸和离岸人民币利率的格兰杰因果检验结果（2013年7月20日后）原假设F值P值结论原假设F值P值结论ONRSH≠→OFFR10.240.80接受ONRCH≠→OFFR10.470.75接受OFFR1≠→ONRSH6.440.00***拒绝OFFR1≠→ONRCH5.570.00***拒绝ONRSH≠→OFFRW12.340.10接受ONRCH≠→OFFRW12.560.07接受OFFRW1≠→ONRSH6.220.00***拒绝OFFRW1≠→ONRCH6.520.00***拒绝ONRSH≠→OFFRW22.210.13接受ONRCH≠→OFFRW25.020.01**拒绝OFFRW2≠→ONRSH5.750.00***拒绝OFFRW2≠→ONRCH5.540.00***拒绝ONRSH≠→OFFRM19.850.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM14.340.15接受OFFRM1≠→ONRSH7.530.00***拒绝OFFRM1≠→ONRCH8.780.00***拒绝ONRSH≠→OFFRM214.990.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM25.930.00***拒绝OFFRM2≠→ONRSH7.730.00***拒绝OFFRM2≠→ONRCH13.560.00***拒绝ONRSH≠→OFFRM36.810.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM36.340.00***拒绝OFFRM3≠→ONRSH15.410.00***拒绝OFFRM3≠→ONRCH5.010.01**拒绝ONRSH≠→OFFRM615.140.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM67.760.00***拒绝OFFRM6≠→ONRSH9.540.00***拒绝OFFRM6≠→ONRCH13.440.00***拒绝ONRSH≠→OFFRM1213.340.00***拒绝ONRCH≠→OFFRM1214.340.00***拒绝OFFRM12≠→ONRSH11.720.00***拒绝OFFRM12≠→ONRCH11.900.00***拒绝注：1.***表示在1%的检验水平下拒绝原假设，**表示在5%的检验水平下拒绝原假设。2.ONR≠→OFFR表示ONR不是OFFR的格兰杰原因。表8-5在岸和离岸人民币利率的格兰杰因果检验结果（2013年7月20日后）从市场间线性引导关系（即报酬溢出效应的检验情况）看，可以得出以下结论：一是离岸人民币利率对在岸人民币利率具有报酬溢出效应；二是离岸人民币利率的形成机制越完善，其对在岸人民币利率的报酬溢出效应越强；三是利率市场化改革有助于强化离岸市场利率对在岸市场利率的报酬溢出效应。从原因上看，离岸人民币利率更能较多地反映国际供求关系，而在岸市场利率因资本管制而较少反映国际因素，从而在统计上表现出离岸人民币利率对在岸人民币利率的引导关系。此外，离岸人民币利率更加市场化，接受的管制程度也较轻，随着中国利率市场化进程的加快，离岸市场利率对在岸市场利率的引导作用也会更加明显，这也就解释了取消贷款利率下限的做法会增强离岸利率对在岸利率的引导。3.市场间波动溢出关系检验离岸人民币与在岸市场之间利率的信息流动关系还可能包括非线性的波动溢出传导关系。本书通过构建二元GARCH-BEKK（1，1）模型来对非线性波动溢出效应进行估计，也就是对各变量间的ARCH和GARCH效应进行估计，然后再对波动溢出的方向和大小进行判断。与前文类似，本次研究继续选择SHIBOR隔夜利率作为在岸人民币利率，人民币HIBOR的各期限作为离岸人民币利率。所选取数据的区间、事件窗口以及收益率计算与前文类似。表8-6是在岸利率与离岸利率间的波动溢出的计算结果。左列是检验在岸利率对离岸利率的波动溢出效应，右列是检验离岸利率对在岸利率的波动溢出效应。从表8-6的计算结果来看，在岸利率对离岸利率的波动溢出效应要更大，离岸人民币仅隔夜利率对在岸隔夜利率有波动溢出效应，而在岸利率对离岸的1个月、3个月、6个月和12个月的利率有溢出效应。离岸隔夜利率对在岸利率有波动溢出效应，而在岸隔夜对离岸隔夜的波动效益效应较小，说明离岸利率已经将全球的波动因素传递到境内，境内对全球波动因素较为敏感，而后者则反映境内信息对境外传递时间较长，对境外信息传递的效率仍不高。从导致利率波动的因素看，在岸利率更易于受到货币政策等宏观经济政策的影响，而离岸利率更为市场化，受到监管和调控的影响较小，但信息会从在岸传递到离岸，从而在统计上表现为在岸对离岸市场的波动溢出。该结论替换为CHIBOR后仍然成立（表8-7所示），相应的计算结果类似，只是境外对境内的波动溢出效应从隔夜变为1周和2周。表8-6在岸利率和离岸人民币利率的波动溢出效应（SHIBOR）原假设ARCH项T值GARCH项T值原假设ARCH项T值GARCH项T值ONR≠→OFFR10.066-0.282ONR←≠OFFR12.290**-2.291**ONR≠→OFFRW11.008-1.281ONR←≠OFFRW11.482-1.369ONR≠→OFFRW21.921-1.715ONR←≠OFFRW22.118**-1.891ONR≠→OFFRM15.076***-6.425***ONR←≠OFFRM11.884-0.828ONR≠→OFFRM20.7610.157ONR←≠OFFRM21.252-0.816ONR≠→OFFRM3-7.125***4.853***ONR←≠OFFRM3-0.5651.521ONR≠→OFFRM65.463***-11.706***ONR←≠OFFRM6-0.83310.510***ONR≠→OFFRM128.116***-4.052***ONR←≠OFFRM120.538***-4.052***注：1.***表示在1%的检验水平下拒绝原假设，**表示在5%的检验水平下拒绝原假设。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率对离岸人民币利率没有波动溢出效应。表8-6在岸利率和离岸人民币利率的波动溢出效应（SHIBOR）表8-7在岸利率和离岸人民币利率的波动溢出效应（CHIBOR）原假设ARCH项T值GARCH项T值原假设ARCH项T值GARCH项T值ONR≠→OFFR1-0.2390.02ONR←≠OFFR11.423-1.136ONR≠→OFFRW1-0.9533.434ONR←≠OFFRW12.550***-0.946ONR≠→OFFRW21.994**-1.715ONR←≠OFFRW22.078**134.765***ONR≠→OFFRM14.79***-6.73***ONR←≠OFFRM1-0.473-0.231ONR≠→OFFRM20.3860.487ONR←≠OFFRM20.379-0.558ONR≠→OFFRM35.626***-3.395***ONR←≠OFFRM3-0.2841.335ONR≠→OFFRM68.055***-4.145***ONR←≠OFFRM60.5490.777ONR≠→OFFRM125.548***-10.51***ONR←≠OFFRM12-1.19510.443***注：1.***表示在1%的检验水平下拒绝原假设，**表示在5%的检验水平下拒绝原假设。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率对离岸人民币利率没有波动溢出效应。表8-7在岸利率和离岸人民币利率的波动溢出效应（CHIBOR）同样，为考察中国人民银行取消商业银行贷款利率下限，推进利率市场化改革给离岸利率和在岸利率的波动溢出效应带来的影响，本书仍以2013年7月20日为分割点，将全样本分为前、后两个子样本进行计算，2013年7月20日前的计算结果如表8-8所示。为检验稳健性，将SHIBOR替换为CHIBOR，所计算的结果如表8-9所示。计算结果表明，7月20日前，离岸利率和在岸利率存在双向波动溢出效应，在岸利率对离岸的各期限利率都存在波动溢出效应，离岸的各期限也对在岸利率存在波动溢出效应。这表明，在商业银行贷款利率下限取消前，在岸和离岸的利率波动溢出效应比全样本时期要强烈。也就是说，反映政策管制的信息频繁传递到境外，从而表现出对境外利率的波动溢出；同时，包含国际和市场化因素的离岸利率也向境内受干预的在岸利率传递信息，导致在岸利率出现波动。该结论在SHIBOR替换为CHIBOR后仍然成立，表现出较好的稳定性（如表8-9所示）。表8-8在岸利率和离岸人民币利率波动溢出效应（SHIBOR2013年7月20日前）原假设ARCH项T值GARCH项T值原假设ARCH项T值GARCH项T值ONR≠→OFFR12.129**-5.647***ONR←≠OFFR13.584***2.704***ONR≠→OFFRW10.227-3.399***ONR←≠OFFRW11.8391.577ONR≠→OFFRW22.018***-5.802***ONR←≠OFFRW23.104***2.797***ONR≠→OFFRM1-1.0715.715***ONR←≠OFFRM1-1.098-2.941***ONR≠→OFFRM2-4.547***-0.130ONR←≠OFFRM20.4761.589ONR≠→OFFRM38.184***-4.151***ONR←≠OFFRM33.489***2.421***ONR≠→OFFRM67.454***-6.452***ONR←≠OFFRM65.278***3.452***ONR≠→OFFRM129.153***-5.234***ONR←≠OFFRM124.347***5.128***注：1.***表示在1%的检验水平下拒绝原假设，**表示在5%的检验水平下拒绝原假设。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率对离岸人民币利率没有波动溢出效应。表8-8在岸利率和离岸人民币利率波动溢出效应（SHIBOR2013年7月20日前）表8-9在岸和离岸人民币利率的波动溢出效应（CHIBOR2013年7月20日前）原假设ARCH项T值GARCH项T值原假设ARCH项T值GARCH项T值ONR≠→OFFR12.337***-5.816***ONR←≠OFFR13.462***2.668***ONR≠→OFFRW10.123-3.822***ONR←≠OFFRW11.969**1.741ONR≠→OFFRW20.812-4.226***ONR←≠OFFRW23.900***-0.907ONR≠→OFFRM11.982**-6.414ONR←≠OFFRM12.432-0.363ONR≠→OFFRM23.577***0.061ONR←≠OFFRM23.287***-1.940ONR≠→OFFRM37.193***1.723ONR←≠OFFRM31.9862.656**ONR≠→OFFRM6-9.889***6.354***ONR←≠OFFRM6-0.4678.238***ONR≠→OFFRM127.934***-7.391***ONR←≠OFFRM122.257**-4.822***注：1.***表示在1%的检验水平下拒绝原假设，**表示在5%的检验水平下拒绝原假设。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率对离岸人民币利率没有波动溢出效应。表8-9在岸和离岸人民币利率的波动溢出效应（CHIBOR2013年7月20日前）s从表8-10的结果可以看出，7月20日后境内外人民币利率的波动溢出效应均不显著，即使将SHIBOR替换为CHIBOR后结果依然保持不变（如表8-11所示）。究其原因，随着金融管制的减少，在岸人民币利率反映的政策管制信息越来越少，其波动更多的是依靠来自国内外市场的供求关系决定，而在利率市场化过程中，境内外的供求关系影响因素在不断趋同，因此境内外市场新的信息传递就开始变小，双方的波动溢出效应也开始减弱。表8-10在岸利率和离岸人民币利率波动溢出效应（SHIBOR2013年7月20日后）原假设ARCH项T值GARCH项T值原假设ARCH项T值GARCH项T值ONR≠→OFFR10.089-0.006ONR←≠OFFR11.633-1.463ONR≠→OFFRW10.261-0.385ONR←≠OFFRW10.780-0.641ONR≠→OFFRW21.150-0.558ONR←≠OFFRW22.362-0.661ONR≠→OFFRM10.062-0.355ONR←≠OFFRM10.4850.320ONR≠→OFFRM21.208-1.152ONR←≠OFFRM21.299-0.190ONR≠→OFFRM3-0.3850.716ONR←≠OFFRM30.6180.247ONR≠→OFFRM6-2.15685.473***ONR←≠OFFRM65.578***0.289ONR≠→OFFRM121.051-0.365ONR←≠OFFRM121.1344.780***注：1.***表示在1%的检验水平下拒绝原假设，**表示在5%的检验水平下拒绝原假设。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率对离岸人民币利率没有波动溢出效应。表8-10在岸利率和离岸人民币利率波动溢出效应（SHIBOR2013年7月20日后）表8-11在岸和离岸人民币利率波动溢出效应（CHIBOR2013年7月20日后）原假设ARCH项T值GARCH项T值原假设ARCH项T值GARCH项T值ONR≠→OFFR10.3702.755***ONR←≠OFFR11.066-0.554ONR≠→OFFRW10.653-0.307ONR←≠OFFRW1-0.2923.276***ONR≠→OFFRW20.4300.286ONR←≠OFFRW22.866***-0.742ONR≠→OFFRM1-0.052-0.009ONR←≠OFFRM1-1.9080.172ONR≠→OFFRM20.0060.009ONR←≠OFFRM20.392-0.735ONR≠→OFFRM3-0.5560.813ONR←≠OFFRM3-2.7041.888ONR≠→OFFRM60.9040.940ONR←≠OFFRM61.5820.966ONR≠→OFFRM120.479-0.432ONR←≠OFFRM12-1.504-1.765注：1.***表示在1%的检验水平下拒绝原假设，**表示在5%的检验水平下拒绝原假设。2.ONR≠→OFFR表示在岸利率对离岸人民币利率没有波动溢出效应。表8-11在岸和离岸人民币利率波动溢出效应（CHIBOR2013年7月20日后）从市场间非线性引导关系，即波动溢出效应的检验情况看，可以得出以下结论。一是在岸利率和离岸利率间存在双向波动溢出，但在岸对离岸利率的波动溢出要大，主要是在岸和离岸利率传递的信息不同所致，在岸利率向离岸利率传导货币政策等宏观调控信息，而离岸利率向在岸利率传递国际因素和市场化的信息。二是金融管制的放松有利于减轻境内外市场的波动溢出效应。随着金融管制的逐步放松，离岸和在岸的波动溢出效应出现减弱的趋势，主要是因为在岸利率反映的金融管制因素在减少，同时接收的国际因素和市场化因素在增加，决定境内外的利率波动因素也在趋同，从而出现波动溢出效应较弱的情况。（二）人民币离岸对在岸市场的汇率溢出效应1.变量选取和数据说明1994年全国外汇市场统一后，在岸人民币市场发展迅速，交易规模和品种不断增加。2005年，中国人民银行对人民币汇率形成机制进行重大改革，放弃盯住美元的固定汇率制定，采取盯住一篮子货币的有管理的浮动汇率制定，汇率弹性也不断增强，人民币汇率的定价和风险管理功能不断增强。2009年7月，中国人民银行实施跨境贸易人民币结算业务试点，离岸人民币市场开始迅速发展。2011年6月27日，香港推出了各期限的离岸人民币兑美元的汇率定盘价，离岸人民币外汇市场进入新的发展阶段。目前，在岸人民币汇率既有即期也有远期市场，但即期汇率代表性较强。因此，本次研究选择人民币即期汇率的收盘价作为在岸汇率。与在岸市场相比，离岸人民币外汇市场较为复杂，2011年以前，中国香港和新加坡的人民币兑美元汇率为无本金交割的远期汇率（NDF），而2011年以后，中国香港推出了人民币兑美元的即期定盘汇率（CNH）。因此，在2011年以前，本书选择香港NDF作为离岸人民币汇率的代表变量，而2011年以后，将中国香港人民币兑美元的定盘汇率作为离岸人民币汇率的代理变量。由于在岸人民币汇率和离岸人民币汇率间的互相影响关系较为复杂，本书采用非结构性的VAR模型来描述各个变量之间的动态关系和互相影响过程，并在此基础上对各变量间的因果关系进行检验。由于人民币汇率自2005年7月21日开始有管理的浮动，所以本书研究的样本从2005年开始。根据离人民币汇率的形成时间的差异，本书将数据样本分为两个部分，第一部分采用2005年7月21日至2011年3月21日的每日数据对CNY即期和NDF之间的关系进行实证检验；第二部分采用2011年3月21日至2014年12月3日的每日数据对CNH即期、CNY即期和各期限的NDF之间的关系进行实证研究。在岸人民币汇率数据来自中国外汇交易中心，境外NDF的数据来自路透社，香港人民币兑美元的即期定盘价来自香港财资公会。相关的收益率为汇率数据均取对数进行差分。为控制季节性因素，数据序列均经过季节调整。2.市场间线性引导关系的检验从一般意义上说，变量间线性引导关系，即报酬溢出效应，主要是通过格兰杰因果关系进行检验。在对各变量进行VAR建模前，首先要对各变量进行单位根检验，为保证检验结果的稳健性，用ADF和PP检验法进行了稳健性检验，检验结果如表8-12所示。从检验结果看，在岸和离岸各期限汇率水平在1%的检验水平下是一阶平稳过程。表8-12各种期限的境内外人民币兑美元汇率的单位根检验类型期限水平检验一阶差分结论ADF检验PP检验ADF检验PP检验CNY即期-0.243-0.254-52.988*-52.901*一阶平稳CNH即期-0.371-0.376-16.488*-556.024***一阶平稳NDF1周-1.127-1.164-55.471*-55.493*一阶平稳1个月-0.886-0.851-56.789*-57.074*一阶平稳2个月-1.121-1.088-61.973*-62.989*一阶平稳3个月-1.088-1.121-61.973*-62.989*一阶平稳注：***表示在1%的检验水平下显著，临界值为-3.46。表8-12各种期限的境内外人民币兑美元汇率的单位根检验平稳性检验表明，各变量为一阶平稳过程，因此对各变量的一阶差分进行向量自回归模型建模。在模型估计的基础上，对各变量对进行格兰杰因果关系检验，检验结果如表8-13所示。首先，对2011年3月21日至2014年12月5日NDF、CNH即期和CNY即期的每日数据进行格兰杰因果关系检验。从检验结果来看，在5%的检验水平下，在岸汇率是离岸汇率的格兰杰原因，而离岸汇率不是在岸汇率的格兰杰原因。而NDF对在岸市场的汇率有显著的引导作用。这说明在岸汇率对离岸汇率构成影响，而离岸汇率对在岸汇率不能构成影响，人民币汇率的定价权仍在境内。这可能与香港人民币汇率定盘价的历史较短有关，其交易规模和影响力不足以影响在岸汇率。然后，为进行对比，对2005年7月21日至2011年6月26日的CNY和各期限NDF进行格兰杰因果检验。检验结果表明，各期限的NDF对在岸汇率都具有引导作用，而在岸汇率对NDF的引导作用不明显。NDF对在岸汇率表现出引导作用可能是因为该市场发展的历史较长，交易规模较大，流动较好，比较好地反映出人民币国际市场的供求关系。而在岸市场因为资本管制不能及时反映出国际市场的供求关系，只能通过滞后的进出口贸易来反映，从而表现出离岸汇率引导在岸汇率。最后，为检验NDF对在岸汇率引导关系的稳健性，对2005年7月21日至2014年12月3日的每日数据进行检验，检验结果表明，NDF对在岸汇率的引导关系较为稳健。表8-13境内外人民币兑美元汇率因果关系检验区间原假设F值P值结论2011年6月27日至2014年12月3日（香港人民币兑美元定盘价）CNY不是CNH的格兰杰原因19.3000.000***拒绝CNH不是CNY的格兰杰原因1.0700.345接受CNY不是NSW的格兰杰原因0.1850.832接受NSW不是CNY的格兰杰原因12.7010.000***拒绝CNY不是NM1的格兰杰原因0.5450.580接受NM1不是CNY的格兰杰原因11.2940.000***拒绝CNY不是NM2的格兰杰原因0.9520.386接受NM2不是CNY的格兰杰原因8.9220.000***拒绝CNY不是NM3的格兰杰原因0.9690.380接受NM3不是CNY的格兰杰原因7.7030.001***拒绝2005年7月21日至2011年6月26日（香港人民币无本金交割远期）CNY不是NSW的格兰杰原因8.9640.000***拒绝NSW不是CNY的格兰杰原因14.2850.000***拒绝CNY不是NM1的格兰杰原因3.3080.037接受NM1不是CNY的格兰杰原因11.9290.000***拒绝CNY不是NM2的格兰杰原因1.2070.299接受NM2不是CNY的格兰杰原因11.3810.000***拒绝CNY不是NM3的格兰杰原因1.2590.284接受NM3不是CNY的格兰杰原因9.1030.000***拒绝2005年7月21日至2014年6月26日（香港人民币无本金交割远期）CNY不是NSW的格兰杰原因13.6570.000***拒绝NSW不是CNY的格兰杰原因37.4370.000***拒绝CNY不是NM1的格兰杰原因6.2110.002***拒绝NM1不是CNY的格兰杰原因35.7130.000***拒绝CNY不是NM2的格兰杰原因2.4350.088接受NM2不是CNY的格兰杰原因32.4010.000***拒绝CNY不是NM3的格兰杰原因1.5710.208接受NM3不是CNY的格兰杰原因29.5200.000***拒绝注：***表示在1%的检验水平下拒绝原假设。表8-13境内外人民币兑美元汇率因果关系检验总体上看，在岸和离岸汇率的线性关系主要表现为离岸汇率对在岸汇率具有报酬溢出效应，而在岸对离岸汇率的报酬溢出效应不明显。这可能是因为中国资本管制较重而经常项目管制较少。离岸汇率中，刚发展起来的香港人民币汇率定盘价对于在岸汇率的报酬溢出效应较低，NDF由于发展比较成熟，对在岸汇率的报酬溢出效应较大。3.市场间非线性引导关系的检验为考察离岸市场和在岸市场汇率的非线性引导关系，本书通过构建二元GARCH-BEKK（1，1）模型条件方差方程对各变量的ARCH和GARCH效应进行估计，然后再对波动溢出的方向和大小进行判断。与前文类似，本次研究继续选择人民币兑美元的即期汇率作为在岸人民币汇率，香港人民币兑美元的主要期限汇率作为离岸人民币汇率。数据选取的时间主要从2011年6月27日香港出现人民币兑美元即期汇率定盘价开始。为考察汇率制度改革对在岸和离岸汇率波动溢出效应的影响，本书选择了2014年3月15日人民币兑美元即期汇率的波动幅度从1%扩大到2%作为窗口事件。收益率为即期与滞后一期的对数差分。表8-14是在岸利率与离岸汇率间的波动溢出的计算结果。表左边是检验在岸汇率对离岸汇率的波动溢出效应，表右边是检验离岸汇率对在岸汇率的波动溢出效应。从表8-14的计算结果来看，在岸汇率对离岸汇率的波动溢出效应要更大，离岸人民币仅两个期限的汇率对在岸汇率有波动溢出效应，而在岸汇率对离岸汇率的所有期限均有溢出效应。从信息传递的角度看，在岸市场汇率主要反映国内政策和实体经济的变动，而离岸市场主要反映国际市场对人民币的供求关系，价格包括国内政策的因素较少。因此，一旦国内宏观经济政策出现变动，信息将从在岸传递到离岸，从而表现出在岸汇率对离岸汇率的波动溢出。另外，由于香港离岸人民币市场规模小，价格中虽有国际供求的信息，但对国内价格的影响力有限，波动溢出效应也就变得不明显，这点在即期波动溢出上表现得很明显。表8-14在岸和离岸人民币汇率波动溢出效应（2011～2014年）原假设ARCH项T值GARCH项T值原假设ARCH项T值GARCH项T值CNY≠→CNH-3.640***-3.308***CNY←≠CNH0.4950.828CNY≠→DSW-7.217***-21.593***CNY←≠DSW2.946***1.925CNY≠→DM1-7.379***5.218***CNY←≠DM11.543-0.189CNY≠→DM2-7.627***-7.437***CNY←≠DM23.017***5.212***CNY≠→DM3-8.476***-7.449***CNY←≠DM34.745***-3.310***注：1.***表示在1%的检验水平下拒绝原假设，**表示在5%的检验水平下拒绝原假设。2.CNY≠→CNH表示没有波动溢出效应。表8-14在岸和离岸人民币汇率波动溢出效应（2011～2014年）为考察汇率形成机制改革对离岸汇率和在岸汇率的波动溢出效应带来的影响，本书以2014年3月15日为分割点，将全样本分为前、后两个子样本进行计算，计算结果如表8-15和表8-16所示。计算结果表明，3月15日前，在岸汇率对离岸汇率存在明显的波动溢出效应，而离岸汇率对在岸汇率基本不存在波动溢出效应，这与全样本的情况一致。从表8-16的结果可以看出，3月15日后，离岸人民币汇率对在岸人民币汇率产生明显的波动溢出效应，而在岸人民币汇率对离岸人民币各期限都不存在显著的波动溢出效应。主要有以下两方面原因。一是中央银行退出对外汇市场的常规干预。3月15日，中国人民银行宣布将人民币兑美元的浮动空间由1%扩大至2%，同时减少对外汇市场的常规干预，只保留在汇率市场剧烈波动等非常规情况下的干预。检验结果表明，在岸汇率对离岸汇率的信息传递明显较少，也说明了汇率形成机制改革后，中国人民银行对外汇市场的干预实质性地减少。二是在岸汇率包含更多的国际供求的信息。随着人民币国际化进程加快，沪港通等推进资本项目开放等一系列措施的实施，在岸市场的汇率越来越多地吸收了国际金融市场信息，对离岸汇率的波动更加敏感。此外，在岸市场汇率波动幅度不断扩大也为离岸对在岸汇率的波动溢出提供了空间。表8-15在岸和离岸人民币汇率的波动率溢出效应（2011～2014年）原假设ARCH项T值GARCH项T值原假设ARCH项T值GARCH项T值CN