离岸人民币汇率的国际影响力分析

离岸人民币汇率的国际影响力分析

一引言随着人民币国际化进程的推进，人民币的国际影响力和话语权不断上升，对其他国家和地区的金融市场也开始发挥作用，对与我国经贸往来密切的国家和地区的影响可能更大。离岸人民币市场作为人民币国际化的重要组成部分，因其更加市场化地反映供求关系，而更能代表人民币作为国际化货币的影响力。本章就是从离岸人民币汇率的角度来分析人民币的国际影响力的。二汇率的报酬溢出效应（一）模型设定一般而言，报酬溢出的检验采用时间序列建模，但此类模型的估计系数不具备经济学意义，而且只能判断溢出效应的方向，并不能准确判断溢出效应的大小，在研究中具有较大的局限性。因此，本书采用ChangShuDong和ChengXiaoqiang（2014）的分析框架建立如下结构化的基准模型：在上述基准模型中，e和e分别代表亚洲货币和关注货币。由于本书主要分析离岸人民币对亚洲货币汇率变动的影响，模型可以具体化为：考虑到主要货币的国际化程度，本书主要选取在国际贸易、投资和储备中占比较大的货币作为控制变量，主要包括日元和欧元。其中e表示日元兑美元汇率，e表示欧元兑美元汇率，e表示人民币兑美元汇率，可以分为在岸市场人民币兑美元汇率（CNY）和离岸市场人民币兑美元汇率（CNH）。（二）变量和数据说明模型的自变量可以分为控制变量和关注变量。为剔除欧元和日元等全球主要货币对亚洲国家货币汇率变动的影响，模型将欧元汇率和日元汇率作为控制变量，将在岸人民币汇率和离岸人民币汇率作为关注变量。模型的因变量为亚洲国家货币兑美元的汇率。根据与中国经贸往来的规模和数据的可获得性，本书选取亚洲7个国家的货币作为研究样本，即印尼卢比（IDR）、印度卢比（INR）、韩元（KER）、马来西亚林吉特（MYR）、菲律宾比索（PHP）、新加坡元（SGD）和泰铢（THB），所有货币的汇率都用美元直接标价。在实证分析的过程中，考虑到人民币在岸汇率和离岸汇率将进入同一个模型进行回归，有必要对两者的相关性进行统计检验，防止因多重共线性等问题影响回归系数的稳定性。在水平值时，在岸人民币汇率和离岸人民币汇率的相关性较强，两者的自相关系数高达0.98，T统计量为130.3，而进行一阶差分后两者的相关系数迅速下降为0.44，T统计量为12.8。考虑到两者均为日度时间序列，本身就存在较大的相关性，因此在模型分析中，可以考虑将两者同时纳入模型中进行回归。同时，考虑到由于人民币汇率可能会受亚洲货币汇率的反向影响，模型可能会存在一定的内生性，同时还可能存在潜在的多重共线性问题。为有效解决以上问题，本书将引入工具变量进行显著性检验，同时回归分析中既包括对单个经济体进行回归，也包括对一组经济体进行回归。本书还考虑了货币政策在离岸人民币市场对亚洲货币影响中发挥的作用。通常，当通胀压力较大时，央行可能采取人民币升值的办法抵御通胀；当经济疲软时，人民币则需要保持相对稳定。因此，人民币对亚洲货币的影响很可能反映了中国的货币政策态势。中国货币政策的变动可能导致亚洲各国投资组合的调整，从而影响亚洲货币汇率。具体来说，由于中国人民银行常常使用组合工具来进行货币政策操作，因此不能简单地用单个货币政策工具（如货币总量、基准利率等）来衡量中国的货币政策态势。本文采用了Pauwels（2008）和Xiong（2012）提出的方法，用3个值的虚拟变量来代表政策态势：+1代表货币紧缩（基准利率上升或存款准备金率的上调）；0代表货币政策不变；-1代表货币宽松（基准利率下降或存款准备金率的下调）。由于离岸人民币市场汇率形成的时间较短，根据离岸人民币数据的可获得性，所有变量的数据样本区间均为2010年9月至2015年4月的有效日度数据，数据均来源于路透社。为减少异方差对估计结果的干扰，本研究将所有货币汇率取对数，并取一阶差分（即货币的收益率）。对各变量的平稳性检验的结果如表9-1所示。检验结果表明，各变量为一阶平稳序列。为控制季节性因素，数据序列均经过季节调整。表9-1各变量的平稳性检验结果变量水平检验一阶差分结论ADFPPADFPPCNY-2.1-3.36-9.479***-16.054***一阶单整CNH-3.22-2.97-9.691***-15.953***一阶单整KER-1.53-2.56-13.833***-22.620***一阶单整IDR-2.42-2.68-16.279***-16.120***一阶单整THB-1.68-2.49-16.624***-16.623***一阶单整MYR-2.15-2.96-17.350***-17.353***一阶单整SGD-2.63-2.29-15.563***-15.825***一阶单整PHP-1.67-1.2-6.607***-18.031***一阶单整INR-1.43-0.87-7.647***-23.271***一阶单整注：平稳性检验的检验水平为1%，临界值为-3.46。表9-1各变量的平稳性检验结果（三）实证分析1.基准模型的估计结果首先，对亚洲各国货币兑美元汇率组成的面板数据按照基准模型进行混合横截面回归，模型因变量样本为亚洲7个国家货币汇率。回归结果如表9-2所示。估计Ⅰ表示将CNY单独纳入模型的回归结果，估计Ⅱ表示将CNH单独纳入模型的回归结果，估计Ⅲ表示同时将CNY和CNH纳入模型的估计结果。表9-2亚洲国家货币的基准估计结果被解释变量：亚洲国家货币兑美元汇率估计Ⅰ估计Ⅱ估计ⅢC0.034***（4.456）0.027**（2.482）0.032***（4.346）EUR0.325***（18.415）0.196***（16.025）0.157***（18.792）JPY-0.023***（-3.439）-0.323***（-3.831）-0.028***（-4.543）CNY0.885***（16.236）0.765***（9.865）CNH0.560***（15.341）0.384***（9.120）经调整的R20.2270.2250.289样本数534552415241注：***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著。表9-2亚洲国家货币的基准估计结果从表9-2的结果看，无论单独将CNY和CNH作回归分析还是同时作回归分析，人民币兑亚洲货币的汇率变动都有显著影响。第Ⅰ栏数据表明CNY对亚洲国家货币有显著影响，这与前文文献研究的观点一致，亚洲国家货币的汇率变动经常与CNY的变动方向一致。而对于CNH来说，无论单独回归还是与CNY同时回归，都对亚洲国家货币有着同样的正向冲击。这表明离岸人民币汇率开始对亚洲国家货币的汇率产生显著影响，对于提高人民币国际影响力具有重要作用。CNY和CNH对亚洲国家货币的冲击主要源自亚洲国家央行的汇率政策盯住了包括人民币在内的一篮子货币，以及国际投资者认为亚洲国家货币有着相似的风险特质。表9-2中第Ⅲ栏的系数表明，CNY对亚洲国家货币的影响比CNH大。从系数看，如果CNY或CNH兑美元汇率升值1%，亚洲国家货币兑美元汇率将分别升值0.61%和0.38%。这说明CNY比CNH可能在人民币汇率市场上更具有定价能力，也可能是市场主体更加偏好CNY市场传递的政策信号。表9-3从单个国家的角度进行了估计，从估计结果看，CNH和CNY对面板分析中的7种亚洲货币均有显著影响，但是CNY的回归系数比CNH的系数要大，这与面板数据分析的结果一致。表9-3亚洲单个国家的基准估计结果被解释变量IDRINRKERMYRPHPSGDTHBC0.041*（1.89）0.062***（3.21）0.009（0.432）0.03*（1.756）0.01（1.223）-0.001（0.121）0.01（1.127）EUR0.083**（2.344）0.251***（5.215）0.182***（6.987）0.136***（8.321）0.137***（5.345）0.379***（12.199）0.201***（11.829）JPY-1.212（-1.461）-0.234***（-4.016）-1.082（-0.724）-0.05**（-2.874）-1.05**（2.214）1.431***（4.321）0.124*（1.923）CNY0.523*（1.865）0.623***（3.931）2.237***（6.327）1.234***（7.143）0.971***（5.173）0.432*（1.798）1.561***（4.122）CNH0.231（0.765）0.610***（5.327）0.351***（3.457）0.451***（6.129）1.986***（4.765）0.694***（6.194）0.341**（1.897）R20.4300.2180.1460.1760.1840.570.34样本数943916943925925943943注：***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著。表9-3亚洲单个国家的基准估计结果2.考虑中国货币政策因素加入中国货币政策变动（MP）的因素，对亚洲国家货币兑美元汇率组成的混合横截面数据按照基准模型进行回归，模型因变量的样本为亚洲7个国家货币汇率。表9-4表示在引入代表中国货币政策态势的指标后的估计结果。估计结果表明，货币政策态势指标在5%的检验水平下显著，且符号为负。这表明中国货币政策变动对亚洲货币的冲击与利率变动类似。如果中国因应对通胀而收紧货币政策，其他亚洲经济体也会提高政策利率，从而会吸引国际投资者资金投入亚洲国家货币以获取高额回报，从而导致该国的货币升值。同时，在引入货币态势指标以后，人民币对亚洲国家货币的影响基本保持不变，人民币汇率变量的估计系数符号不变且保持较高的显著性，其系数和T值与没有加入货币政策态势指标时并无太大的差异。也就是说，货币政策变化产生的影响在人民币汇率对亚洲货币影响的机制中作用较小。表9-4加入货币政策变量后亚洲国家货币的估计结果被解释变量：亚洲国家货币兑美元汇率估计Ⅰ估计Ⅱ估计ⅢC0.031***（4.532）0.035***（3.567）0.043***（4.146）EUR0.321***（18.342）0.216***（16.145）0.169***（13.213）JPY-0.027**（-2.098）-0.021***（-3.457）-0.065**（-2.411）CNY0.699***（13.215）0.568***（9.136）CNH0.673***（15.235）0.469***（9.166）MP-0.056**（-1.912）-0.744**（-2.038）-0.103**（-2.796）经调整的R20.2100.1980.184样本数524551265234注：***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著。表9-4加入货币政策变量后亚洲国家货币的估计结果（四）模型的稳定性检验1.内生性检验从理论上看，人民币与亚洲国家货币汇率可能还存在反向因果关系，即亚洲货币汇率变动是人民币汇率变动的原因。为检验内生性，本书将引入两组工具变量进行估计。本书选择了CNH和CNY的滞后变量[1]作为第一组工具变量，表9-5左端表示滞后变量作为工具变量的估计结果，模型因变量选择的样本为亚洲国家货币兑美元汇率。从估计结果可以看出，CNY和CNH系数和显著性并没有较大变化，也就是说模型的内生性较小。此外，本书还选取了上证指数作为CNY的工具变量，选择了内地企业在香港上市的H股指数作为CNH的工具变量[2]，估计结果如表9-5右端所示，模型的因变量样本为亚洲7个国家货币汇率。从估计结果来看，CNY和CNH的系数和显著性也没有发生重大变化，说明模型的内生性较小。因此，亚洲国家货币兑人民币汇率的反向因果关系比较弱，这可能是由于中国巨大的经济总量决定了其汇率变动的独立性。表9-5亚洲国家货币内生性检验结果被解释变量：亚洲国家货币兑美元汇率滞后变量作为工具变量的估计结果股票价格作为工具变量的估计结果估计Ⅰ估计Ⅱ估计Ⅲ估计Ⅳ估计Ⅴ估计ⅥC0.031***（4.231）0.026***（3.985）0.021***（3.124）0.032***（3.347）0.039***（4.147）0.026*（3.211）EUR0.211***（13.214）0.176***（14.167）0.203***（6.235）0.123***（19.267）0.179***（13.332）0.145*（7.237）JPY-0.034**（-2.432）-0.027*（-1.548）-0.011（-0.447）-0.025**（-2.471）-0.067***（-2.890）-0.083（-0.345）CNY0.672***（9.156）0.469***（8.567）0.721***（7.157）0.578***（9.147）0.690***（7.123）0.571*（9.468）CNH0.543***（9.433）0.463***（8.112）0.311***（7.350）0.438***（8.117）0.401*（7.471）MP-0.037**（-2.411）-0.167**（-2.100）0.045**（2.321）-0.047**（2.223）EMCDS0.047***（9.117）0.046**（8.997）OILP-0.031**（-5.315）-0.035***（-5.355）R20.2130.2010.1780.1490.1800.193样本数514051404890468046804793注：***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著。表9-5亚洲国家货币内生性检验结果2.货币政策变量的稳健性检验除常规货币政策操作工具外，通常银行间同业市场回购利率也是能够较好地反映中国货币态势的指标。在双轨利率体系下，中国银行业的存贷款利率均被央行管制（贷款利率下限在2013年7月被取消），但货币和债券市场的利率则主要由市场供求决定。He和Wang（2012，2013）认为，在双轨利率体系中，银行间市场回购利率（REPO）可以很好地反映管制利率与市场利率间的传递。因此，本书用银行间市场7天回购利率作为货币政策态势的替代变量，对货币政策态势变量进行稳定性检验，估计结果如表9-6所示，模型的因变量样本为亚洲7个国家货币汇率。估计结果显示，回购利率的系数和货币政策态势指标的系数符号均为负，CNY和CNH对亚洲国家货币的影响仍然存在，与前文的估计类似。表9-6引入货币政策替代变量后的估计结果被解释变量：亚洲国家货币兑美元汇率估计Ⅰ估计Ⅱ估计ⅢC0.056***（3.113）0.054*（1.478）0.052***（3.215）EUR0.322***（20.419）0.145***（15.215）0.146***（16.333）JPY-0.034**（-2.134）-0.042***（-4.457）-0.041***（-3.122）CNY0.879***（15.124）0.632***（10.256）CNH0.521***（13.224）0.410***（8.568）REPO-0.031*（-1.563）-0.026（-1.671）-0.019（-1.347）经调整的R20.1760.1950.232样本数514052775211注：***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著。表9-6引入货币政策替代变量后的估计结果3.控制全局性因素的影响从全局的角度看，人民币汇率和亚洲货币汇率的变动可能共同受到全球因素的影响，从而表现出较强的相关性。例如，国际投资者风险偏好的变化可能导致他们同时从中国和亚洲国家撤资，从而导致人民币汇率和亚洲国家货币汇率同向变动。因此，全球性因素可能在两者的变动中发挥重要作用，从而得出人民币汇率主导亚洲国家汇率的错误结论。为控制全球性因素的应吸纳高，可以在估计方程中加入反映全球性因素的变量，本书选取了新兴市场的信用违约掉期（EMCDS）息差和国际原油价格（OILP）[3]来反映全球性因素，加入全球性因素的回归结果如表9-7所示，模型的因变量样本为亚洲7个国家货币汇率。回归结果显示，在控制全球性因素后，CNY和CNH对亚洲国家货币汇率的影响仍然是显著的，其系数和显著性与前文的估计类似。表9-7加入全球因素的亚洲各国货币估计结果被解释变量：亚洲国家货币兑美元汇率估计Ⅰ估计Ⅱ估计ⅢC0.021***（3.011）0.024*（1.795）0.027***（3.267）EUR0.315***（8.256）0.213***（6.211）0.146***（7.435）JPY-0.021（-0.533）-0.034（-0.567）-0.012（-0.446）CNY0.743***（16.112）0.632***（9.435）CNH0.632***（12.334）0.531***（9.134）MP-0.063**（-2.156）-0.133***（-2.899）-0.144**（-2.326）EMCDS0.056***（9.457）0.041***（8.617）0.033***（9.156）OILP-0.072****（-6.335）-0.031***（-6.772）-0.023***（-5.449）经调整的R20.2010.2390.199样本数514052775211注：***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著。表9-7加入全球因素的亚洲各国货币估计结果从总体上来看，各阶段的估计结果与基准模型的估计保持一致，即人民币汇率对亚洲国家的货币汇率产生较大的影响，尤其重要的是，香港离岸人民币市场在发展中形成的离岸人民币汇率也对亚洲国家货币汇率产生较大的影响，这有利于提高人民币在国际上的影响力。由于模型的设定通过内生性和稳健性检验，该结论具有较大的可靠性。同时，研究还表明人民币对亚洲国家货币汇率的影响途径正由贸易投资等实体经济渠道向汇率等金融渠道转变。这将导致货币影响力的传导速度更快，波动性也更强[4]。三波动溢出效应除报酬溢出效应外，为进一步考察人民币离岸汇率与在岸汇率对亚洲主要国家货币汇率的影响，本书对两者间的关系进行非线性引导检验，即波动溢出效应检验。本书通过构建三元GARCH-BEKK（1，1）[5]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汇率作为在岸人民币汇率和离岸人民币汇率，以及亚洲7个主要国家货币兑美元汇率作为研究对象。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两者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%以及中国人民银行开始退出常规干预作为窗口事件。首先，在全样本期间检验人民币汇率对亚洲国家货币汇率的波动溢出效应，表9-8为人民币汇率对亚洲国家货币汇率的波动溢出估计结果。左端表示在岸人民币汇率对亚洲国家货币汇率的波动溢出效应，右端是离岸人民币汇率对亚洲国家货币汇率的波动溢出效应。从估计结果来看，在岸人民币汇率和离岸人民币汇率对亚洲国家货币汇率都有显著的波动溢出效应，但在岸人民币汇率的波动溢出效应较大，离岸人民币汇率波动溢出效应较小。从信息传递的角度看，在岸市场汇率主要反映国内政策和市场供求关系的变动，而离岸市场汇率主要反映国际市场的供求关系，包括国内政策的因素较少。因此，一旦国内政策出现变动，在岸人民币汇率立即出现反应，通过金融市场渠道释放信息，从而表现出在岸人民币汇率对亚洲国家货币汇率的波动溢出效应。而离岸人民币市场规模小，价格中仅有国际供求关系的信息，亚洲国家货币汇率对于离岸汇率变动不是很敏感。表9-8人民币汇率对亚洲主要国家货币汇率的波动溢出效应（全样本区间）溢出方向ARCH项T值GARCH项T值溢出方向ARCH项T值GARCH项T值极大似然值样本数CNY≠→KER1.928*1.582CNH≠→KER-2.923***10.297***637.007616CNY≠→IDR-1.148-4.287***CNH≠→IDR0.4078.101***663.958616CNY≠→THB-2.358***10.844***CNH≠→THB-4.005***0.626834.824616CNY≠→MYR-4.322***-0.543CNH≠→MYR1.0730.073687.308616CNY≠→SGD-1.1030.666CNH≠→SGD-2.778***0.797926.927616CNY≠→PHP-6.526***2.405***CNH≠→PHP-1.020-2.470***818.207616CNY≠→INR-4.764***2.369***CNH≠→INR1.189-1.362461.146616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≠→KER表示CNY对KER不存在波动溢出效应。表9-8人民币汇率对亚洲主要国家货币汇率的波动溢出效应（全样本区间）为深入分析汇率形成机制改革在人民币汇率对亚洲国家货币汇率波动溢出中的作用，本书以2014年3月15日实施的人民币汇率形成机制改革，将汇率波动区间由1%扩大至2%以及央行基本退出常规干预为窗口事件，将样本划分为改革前和改革后两段。表9-9表示人民币汇率形成机制改革前的估计结果，表9-10表示人民币汇率形成机制改革后的估计结果。估计结果表明，人民币汇率形成机制改革前，在岸人民币汇率对亚洲主要国家的货币汇率具有较强的波动溢出效应，而离岸人民币汇率的波动溢出效应不太显著；改革后，在岸人民币汇率的波动溢出效应明显下降，而离岸人民币汇率的波动溢出效应显著增强。表9-9人民币汇率对亚洲主要国家汇率的波动溢出效应（改革前）溢出方向ARCH项T值GARCH项T值溢出方向ARCH项T值GARCH项T值极大似然值样本数CNY≠→KER2.049**1.033CNH≠→KER-1.681*11.787***547.009487CNY≠→IDR1.382-0.303CNH≠→IDR-0.8083.855***589.595487CNY≠→THB4.439***8.616***CNH≠→THB5.786***2.532***683.624487CNY≠→MYR-3.129***-0.783CNH≠→MYR1.5560.436576.951487CNY≠→SGD1.18723.158***CNH≠→SGD-1.6071.016739.192487CNY≠→PHP-6.215***13.048***CNH≠→PHP4.319***-4.571***679.834487CNY≠→INR-6.250***0.879CNH≠→INR2.111**-1.299357.168487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≠→KER表示CNY对KER不存在波动溢出效应。表9-9人民币汇率对亚洲主要国家汇率的波动溢出效应（改革前）导致这种情况的原因可能有两个。一是中国人民银行退出外汇市场的常态干预。人民币汇率形成机制改革的目标是建立以市场供求为基础的有管理的浮动汇率制度，2015年3月15日后，中国人民银行基本退出了外汇市场的常态式的干预，只在特殊情况下对外汇市场进行紧急干预。由于对外汇市场干预减少，在岸市场汇率所反映的政策信息减少，通过贸易投资和金融渠道对亚洲国家主要货币汇率的波动溢出效应也相应减少。二是离岸人民币市场结构的影响。离岸汇率更多地反映国际市场的供求关系，随着离岸市场规模的增长，越来越多的国际供求关系在离岸市场得以真实反映，与亚洲国家货币汇率的关联性与日俱增，对亚洲货币汇率的波动溢出效应也在不断显现。表9-10人民币汇率对亚洲主要国家汇率的波动溢出效应（改革后）溢出方向ARCH项T值GARCH项T值溢出方向ARCH项T值GARCH项T值极大似然值样本数CNY≠→KER1.655*7.075***CNH≠→KER-2.208***-4.107***124.781129CNY≠→IDR1.348-0.680CNH≠→IDR-1.098-0.743121.130129CNY≠→THB1.817*-3.159***CNH≠→THB-4.603***-3.141***211.435129CNY≠→MYR2.107**0.345CNH≠→MYR-1.0523.398***147.474129CNY≠→SGD-1.2102.199**CNH≠→SGD-1.4374.052***208.869129CNY≠→PHP-3.008***0.926CNH≠→PHP3.569***0.307192.985129CNY≠→INR-0.233-0.135CNH≠→INR0.7840.927152.674129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≠→KER表示CNY对KER不存在波动溢出效应。表9-10人民币汇率对亚洲主要国家汇率的波动溢出效应（改革后）从波动溢出效应的检验情况看，可以得出以下结论。一是人民币在岸汇率和离岸汇率对亚洲主要国家的货币汇率有显著的波动溢出效应，这可能与亚洲国家尤其是东盟国家和中国规模巨大的国际贸易有关，也可能与部分国家将本国货币与人民币挂钩和纳入外汇储备有关。二是在岸人民币汇率对亚洲国家货币汇率的波动溢出效应在不断减弱，而离岸人民币汇率的波动溢出效应有所增强，这可能是由中国人民银行退出在岸市场的常态干预所致，而离岸人民币市场规模增大和市场化定价机制是导致其对亚洲国家货币汇率影响变大的重要原因。四小结本章主要从离岸人民币汇率的角度采用实证研究的方法分析了人民币国际影