匯率波動(dòng)存在非對稱“杠桿效應(yīng)”嗎？

摘 要 識(shí)別匯率波動(dòng)的運(yùn)行特征是做好匯率風(fēng)險(xiǎn)防范的前提，也是客觀評估和謀劃我國匯率制度改革的基礎(chǔ)。文章采用GARCH族波動(dòng)性模型，基于2005年7月和2010年6月兩次匯改后的樣本數(shù)據(jù)就我國人民幣匯率的波動(dòng)性特征進(jìn)行了客觀地評估。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，匯率風(fēng)險(xiǎn)引起的自身滯后波動(dòng)及外部市場沖擊是引起人民幣匯率波動(dòng)的主因，且這類沖擊對匯率波動(dòng)的影響會(huì)產(chǎn)生“長記憶特性”，導(dǎo)致其呈現(xiàn)出顯著的“尖峰厚尾”和“集聚性”特征。同時(shí)，人民幣匯率波動(dòng)序列并非現(xiàn)有研究所認(rèn)為的匯改后整個(gè)樣本期內(nèi)均存在“杠桿效應(yīng)”，而僅僅只是在2010年6月二次匯改重啟之后的樣本期內(nèi)出現(xiàn)了非對稱“杠桿效應(yīng)”，且表現(xiàn)出“放大利空，縮小利好”的非對稱性特征。

關(guān)鍵詞 人民幣匯率；匯率波動(dòng)；杠桿效應(yīng)

[中圖分類號]F832.6 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號]1673-0461（2017）01-0081-08

一、引 言

匯率是開放經(jīng)濟(jì)下兩國貨幣兌換的價(jià)格或者比率，一直以來備受各界關(guān)注，而匯率波動(dòng)就是一種貨幣相對于另一種貨幣價(jià)值的升值或貶值引起的起伏震蕩。盡管引起匯率波動(dòng)的影響因素有很多，但貿(mào)易環(huán)境的變化以及來自金融市場的外部沖擊等被普遍認(rèn)為是導(dǎo)致匯率波動(dòng)最主要的因素（Ragan，2005[1]；Ball，2010 [2]，等等）。于是，現(xiàn)有大量研究也已關(guān)注到并對這種外部市場環(huán)境變化引起的沖擊對匯率波動(dòng)所帶來的影響效應(yīng)展開了研究，甚至一些研究還開始采用最新的研究方法，譬如，ARCH/GARCH等方法去聚焦于更深層次的匯率波動(dòng)及特征問題展開研究，也即如何去度量匯率波動(dòng)的特征及變動(dòng)趨勢。Pagan和Schwert （1990）[3]等研究表明，在這些度量匯率波動(dòng)的模型中，GARCH（1，1）模型被普遍認(rèn)為是最好的、能夠更加精確的反映一國匯率波動(dòng)的最佳方法，研究結(jié)論普遍認(rèn)為，匯率波動(dòng)呈現(xiàn)出強(qiáng)烈的波動(dòng)集群性、“尖峰厚尾”等特征，這為我們進(jìn)一步探明人民幣匯率波動(dòng)的特征及運(yùn)行規(guī)律奠定了良好的基石。

但問題是，我國自2005年7月21日進(jìn)行了匯率制度改革，自此之后，匯率不再盯住單一美元，而是進(jìn)入了“通過一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的有管理的浮動(dòng)匯率制度”，我國匯率也因此跨入了大幅度升值的通道（如圖1所示），相應(yīng)的匯率波動(dòng)幅度也隨之?dāng)U大，特別是2010年6月人民幣匯率制度改革的二次重啟，以及2015年8月11日，人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)方式的改革（也被外界解讀為新一輪匯率制度改革），使得人民幣匯率呈現(xiàn)出穩(wěn)中有升，升中有穩(wěn)的相互交替現(xiàn)象。經(jīng)過一系列匯率制度改革之后的這種穩(wěn)中有升、升中有穩(wěn)相互交替變化的人民幣匯率，不僅已經(jīng)積累了一定程度的理性與非理性泡沫成分，而且還出現(xiàn)了不確定因素增多與市場風(fēng)險(xiǎn)性程度加劇的趨勢，導(dǎo)致人民幣匯率波動(dòng)性程度加劇，表現(xiàn)出非對稱性、高峰和寬尾等典型化特征，顯然已經(jīng)無法滿足一般正態(tài)分布性質(zhì)，這使得我們對于傳統(tǒng)的基于正態(tài)分布假設(shè)進(jìn)行研究的方式提出了質(zhì)疑（潘錫泉，2016）[4]。

所以，當(dāng)下而言，不管是對于要進(jìn)行資產(chǎn)組合與管理的個(gè)人投資者來說，還是對于需要通過匯率調(diào)節(jié)手段來實(shí)現(xiàn)我國人民幣匯率穩(wěn)定的政府決策部門而言，都迫切希望尋求一種既能夠反映出市場利好、利空消息對人民幣匯率波動(dòng)的影響，又能夠解決非正態(tài)分布異方差特性的方法來幫助他們分析匯率波動(dòng)的特征及產(chǎn)生的影響效應(yīng)。因此，研究匯率的波動(dòng)特征就成為我們的當(dāng)務(wù)之急，只有當(dāng)我們熟識(shí)匯率波動(dòng)特征的基礎(chǔ)上，才能去更好地把握匯率變化的規(guī)律，規(guī)避匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，從而進(jìn)一步化解匯率波動(dòng)對個(gè)人與社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)帶來的負(fù)外部溢出效應(yīng)。

二、匯率波動(dòng)相關(guān)文獻(xiàn)研究

高峰厚尾、波動(dòng)集聚、長記憶性、杠桿效應(yīng)、波動(dòng)溢出效應(yīng)等被公認(rèn)為是金融市場波動(dòng)的典型特征（高艷，2014）[5]，匯率作為金融市場的重要變量，所以其波動(dòng)特征也備受國內(nèi)外學(xué)界的關(guān)注。國外文獻(xiàn)中關(guān)于匯率波動(dòng)特征的研究多以美元、英鎊、日元等國際主流貨幣為研究對象。較為典型的如，Kenneth D. West 和Dongchul Cho（1995）[6]采用GARCH模型、自回歸和條件異方差非參模型及單變量模型對英鎊、日元等5種主要貨幣兌美元的雙邊匯率波動(dòng)性進(jìn)行了比較研究，并根據(jù)研究所得的波動(dòng)性規(guī)律進(jìn)行了預(yù)測。Meyer和Yu（2000）[7]運(yùn)用SV波動(dòng)模型研究認(rèn)為英鎊匯率波動(dòng)性存在強(qiáng)烈的非對稱“杠桿效應(yīng)”。Wilfling（2009）[8]采用馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)移模型研究了歐洲貨幣聯(lián)盟成員國的匯率波動(dòng)狀態(tài)轉(zhuǎn)移過程發(fā)現(xiàn)，研究樣本中的所有國家在加入歐洲貨幣聯(lián)盟前后，其匯率波動(dòng)均發(fā)生了明顯地轉(zhuǎn)換。

國內(nèi)關(guān)于匯率波動(dòng)的相關(guān)研究成果也很多，主要聚焦于人民幣匯率波動(dòng)的特征進(jìn)行了研究，從研究的樣本時(shí)間來看，主要分為兩個(gè)階段，第一個(gè)階段主要是以1994年第一次匯率制度改革為分界點(diǎn)，較為典型的如，謝赤和劉潭秋（2003）[9]利用Markov狀態(tài)轉(zhuǎn)換模型就人民幣對美元的月度數(shù)據(jù)波動(dòng)性進(jìn)行了研究，其結(jié)果認(rèn)為匯率波動(dòng)具有高度的波動(dòng)集聚性和影響的持續(xù)性。

第二個(gè)階段則以2005年7月21日人民幣匯率制度改革為分界點(diǎn)。自此之后，無論是在方法的創(chuàng)新上，還是樣本數(shù)據(jù)的選取上，關(guān)于匯率波動(dòng)性特征的研究變得愈發(fā)頻繁，結(jié)論也不盡相同。劉潭秋（2007）[10]采用門限模型和STAR模型對我國實(shí)際匯率波動(dòng)的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行了較好的擬合。靳曉婷等（2008）[11]同樣利用門限模型對匯改后到2008年1月的人民幣匯率數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率波動(dòng)存在顯著的非線性“門限效應(yīng)”。魏英輝（2009）[12]基于匯改后數(shù)據(jù)的研究得到人民幣兌主要匯率的日收益率具有“尖峰厚尾”特性和“波動(dòng)聚集”效應(yīng)（日元除外）。吳躍明（2010）[13]基于長記憶隨機(jī)波動(dòng)（LMSV）模型就人民幣與主要國家匯率（美元、歐元、日元、英鎊）之間是否存在波動(dòng)效應(yīng)和長記憶性特性進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)人民幣對各主要國家匯率的波動(dòng)性存在顯著的長記憶特征。李敏等（2010）[14]則基于1991～2008年的樣本數(shù)據(jù)，采用三區(qū)制馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)移模型就人民幣實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)的波動(dòng)路徑進(jìn)行了研究，得到我國人民幣實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)出“過度貶值”、“適度貶值”和“升值”三個(gè)顯著的階段性特征。趙華和燕焦枝（2010）[15]采用MS-GARCH模型分析了2005年匯率改革后人民幣匯率波動(dòng)的狀態(tài)轉(zhuǎn)換行為，發(fā)現(xiàn)兩區(qū)制轉(zhuǎn)換GARCH模型的擬合和預(yù)測效果均優(yōu)于單狀態(tài)GARCH模型，建議研究時(shí)應(yīng)該采用兩區(qū)制GARCH模型。張欣和崔日明（2013）[16]的研究發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)過程中存在著明顯的“放大利空，縮小利好”的非對稱特征。闕澄宇和馬斌（2015）[17]采用VAR-GJR-MGARCH-BEKK模型證實(shí)了在岸與離岸人民幣即期匯率、遠(yuǎn)期匯率，以及兩者之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)和非對稱效應(yīng)均存在。劉超和劉東（2015）[18]運(yùn)用混沌理論（包括綜合集成R/S方法、G-P算法和Wolf方法）和技術(shù)方法就2005年7月人民幣匯率制度改革前后人民幣兌美元匯率波動(dòng)性進(jìn)行了混沌性檢驗(yàn)，其研究結(jié)果認(rèn)為，匯改前后匯率波動(dòng)具有顯著的差異性，匯改前匯率波動(dòng)不存在狀態(tài)持續(xù)性，而匯改后匯率波動(dòng)呈現(xiàn)長期記憶特性，具有弱混沌現(xiàn)象和長期不可預(yù)測性。李強(qiáng)和田娟娟（2016）[19]利用向量自回歸模型對我國匯改后人民幣兌美元匯率收益率序列的研究卻認(rèn)為人民幣匯率存在雙向波動(dòng)和長記憶效應(yīng)。

顯然，國內(nèi)外現(xiàn)有研究取得的成果為我們進(jìn)一步深入探究人民幣匯率波動(dòng)特征及運(yùn)行規(guī)律提供了方法與實(shí)踐的指導(dǎo)，但細(xì)究這些文獻(xiàn)，尤其是國內(nèi)關(guān)于人民幣匯率波動(dòng)特征的研究文獻(xiàn)，我們可以發(fā)現(xiàn)一個(gè)共同的特點(diǎn)是，這些研究似乎都包含了匯率制度改革之后的整個(gè)樣本期（跨越了二次匯改的重啟，以及經(jīng)濟(jì)大環(huán)境的變化）進(jìn)行研究而得出人民幣匯率具有“波動(dòng)集聚”和非對稱“杠桿效應(yīng)”，而忽略了諸如2005年7月21日匯率制度改革之后，人民幣匯率遭遇全球性金融危機(jī)影響在2008年9月到2010年6月匯率制度二次改革重啟之前的這段樣本期內(nèi)，人民幣匯率事實(shí)上處于較為平穩(wěn)的運(yùn)行狀態(tài)，也就是我們所謂的“軟頂住”狀態(tài)，這樣得到的結(jié)論顯然值得商榷。

據(jù)此，本文的邊際貢獻(xiàn)是期望在前人研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步剔除這些可能對人民幣匯率波動(dòng)特征產(chǎn)生影響的樣本區(qū)間，以及采用分階段的方式對我國人民幣匯率波動(dòng)的特性進(jìn)行再次檢驗(yàn)，期望能夠客觀地評估像我國這樣經(jīng)歷了多次匯率制度改革及經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)背景下的匯率波動(dòng)性是否會(huì)出現(xiàn)非對稱“杠桿效應(yīng)”及其具體呈現(xiàn)出的波動(dòng)性特征如何？為規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)，以及進(jìn)一步客觀評估和謀劃我國匯率制度改革提供客觀的依據(jù)。

三、匯率波動(dòng)性特征研究模型設(shè)定

我們將人民幣匯率波動(dòng)收益率定義為每日人民幣兌美元雙邊匯率中間價(jià)的對數(shù)值一階差分值：

其中P 為每日人民幣對美元雙邊匯率中間價(jià)。

本文描述人民幣匯率波動(dòng)收益率Rt的模型GARCH（p，q）包括兩個(gè)部分。第一部分為數(shù)據(jù)生成過程（均值過程）：

其中，Rt的數(shù)據(jù)生成過程服從ARMA（m，n）過程，假設(shè)人民幣匯率波動(dòng)收益率序列的絕對殘差序列是一個(gè)條件異方差過程。在已知信息集的條件下，進(jìn)一步假設(shè)絕對殘差序列的條件分布為正態(tài)分布，具有時(shí)變的條件方差為：

GARCH（p，q）模型的第二部分主要由條件異方差的生成過程組成（方差方程），這也是目前研究金融資本市場波動(dòng)性的最好模型，我們將其設(shè)定為：

為了更好地描述金融資產(chǎn)收益率序列特征，將GARCH（p，q）模型進(jìn)一步推廣（允許條件方差對收益率序列產(chǎn)生影響），得到GARCH-M（p，q）模型：

其中，當(dāng)存在風(fēng)險(xiǎn)獎(jiǎng)勵(lì)時(shí)，對應(yīng)的調(diào)整系數(shù)表現(xiàn)為λ>0；當(dāng)存在風(fēng)險(xiǎn)懲罰時(shí)，則對應(yīng)的調(diào)整系數(shù)表現(xiàn)為λ<0。

進(jìn)一步地，考慮到一般金融資產(chǎn)收益率與市場波動(dòng)性兩者之間的緊密聯(lián)系性，所以分析利好、利空消息對人民幣匯率波動(dòng)收益率的影響對理解投資者個(gè)體行為特征非常有益。于是，模型被Nelson（1991）[20]進(jìn)一步拓展，他提出了非對稱形式的 EGARCH（p，q）模型：

當(dāng)γ ≠0且統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，表明來自外部市場的沖擊對人民幣匯率波動(dòng)的影響具有“非對稱性”；當(dāng)γ <0時(shí)，表明負(fù)外部沖擊對匯率波動(dòng)產(chǎn)生的影響要大于正外部沖擊，即存在匯率波動(dòng)的“杠桿效應(yīng)”現(xiàn)象。顯然，該模型能夠很好地對人民幣匯率波動(dòng)是否存在“杠桿效應(yīng)”進(jìn)行檢驗(yàn)，而且還具有一個(gè)顯著的特點(diǎn)是對參數(shù)沒有任何約束限制，也即杠桿效應(yīng)是否存在可以通過系數(shù)γ 直接得到檢驗(yàn)。若γ <0，則表明壞消息（ε <0）對人民幣匯率波動(dòng)的沖擊效應(yīng)要比好消息（ε >0）引起的沖擊效應(yīng)大；反之，若γ >0，則好消息引起匯率波動(dòng)的沖擊效應(yīng)要比壞消息引起匯率波動(dòng)的沖擊效應(yīng)大，從而體現(xiàn)出匯率波動(dòng)的“非對稱性”特征。

四、人民幣匯率波動(dòng)性特征與“杠桿效應(yīng)”實(shí)證檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)分析

考慮到2005年7月21日匯率制度改革之前我國人民幣對美元匯率基本處于固定匯率狀態(tài)，本文選取了匯率制度改革之后的樣本期進(jìn)行研究，但通過對這一樣本期的樣本序列進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，我們確實(shí)發(fā)現(xiàn)如前文所說的，在2008年9月～2010年5月這一樣本期內(nèi)人民幣兌美元匯率的波動(dòng)幅度基本處于停滯狀態(tài)（如圖1和圖2所示）①，直至2010年6月二次匯改的重啟，人民幣兌美元匯率再次步入小幅升值態(tài)勢，匯率波動(dòng)又開始顯現(xiàn)（潘錫泉，2013[21]）的特征。

所以，為避免這種“軟盯住”狀態(tài)下人民幣匯率波動(dòng)性較弱導(dǎo)致的實(shí)證結(jié)果欠佳現(xiàn)象，本文在具體實(shí)證研究樣本選取時(shí)，將2008年9月～2010年5月予以了剔除，將最終樣本確定為2005.7.21～2008.8.29（764個(gè)樣本）和2010.6.1～2016.6.24（1 473個(gè)樣本）②。

從圖2可進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率波動(dòng)序列中出現(xiàn)了很多異常的峰值，這也在一定程度上說明了人民幣匯率波動(dòng)的顯著性。與此同時(shí)，我們還發(fā)現(xiàn)人民幣匯率波動(dòng)數(shù)據(jù)序列中所呈現(xiàn)出的某些異常波動(dòng)性具有聚集現(xiàn)象（主要表現(xiàn)為匯率波動(dòng)的大幅度波動(dòng)區(qū)域和小幅度波動(dòng)區(qū)域具有間歇性，常常集中在不同的時(shí)段），初步可以判斷我國人民幣匯率波動(dòng)序列存在波動(dòng)的集聚性特征，具有條件異方差跡象。由此，我們有理由認(rèn)定人民幣匯率波動(dòng)序列中出現(xiàn)的擾動(dòng)肯定不是白噪聲過程。

（二）人民幣匯率波動(dòng)性GARCH效應(yīng)估計(jì)

我們分別在2005.7.21～2008.8.29（764個(gè)樣本）和2010.6.1～2016.6.24（1 473個(gè)樣本）樣本期內(nèi)對人民幣匯率波動(dòng)建立GARCH族波動(dòng)性模型進(jìn)行估計(jì)和分析③。

1.2005.7.21～2008.8.29樣本期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)性GARCH效應(yīng)估計(jì)

首先，我們對人民幣匯率波動(dòng)序列的相關(guān)性進(jìn)行分析，得到人民幣匯率波動(dòng)序列的自相關(guān)系數(shù)（AC）和偏相關(guān)系數(shù)（PAC）如表1所示。

由表1的分析結(jié)果可知，滯后7階和滯后14階自相關(guān)系數(shù)的絕對值相對較大，所以，在均值方程估計(jì)時(shí)采用滯后7階和滯后14階的模型進(jìn)行估計(jì)，得到均值方程（最小二乘估計(jì)）的估計(jì)結(jié)果如式（7）所示：

式（7）均值方程擬合程度較好，且系數(shù)統(tǒng)計(jì)量均顯著，于是我們進(jìn)一步給出該均值方程的殘差圖（如圖3）。經(jīng)過對圖3殘差圖的直觀判斷，我們發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率波動(dòng)序列存在波動(dòng)“集聚”現(xiàn)象，這說明誤差項(xiàng)很可能存在條件異方差性。

據(jù)此，我們進(jìn)一步對式（8）的均值方程進(jìn)行條件異方差A(yù)RCH-LM檢驗(yàn)，以確診人民幣匯率波動(dòng)序列是否確實(shí)存在ARCH效應(yīng)，得到ARCH-LM檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為人民幣對美元匯率波動(dòng)序列的殘差項(xiàng)在2005.7.21～2008.8.29樣本期內(nèi)確實(shí)存在強(qiáng)烈的波動(dòng)集聚現(xiàn)象。因此，采用GARCH模型對人民幣匯率波動(dòng)進(jìn)行估計(jì)和分析是合理的，得到均值方程和方差方程的估計(jì)結(jié)果如式（8）和式（9）④（方程估計(jì)中最優(yōu)滯后階數(shù)的判斷是根據(jù)不斷地“試錯(cuò)”和AIC信息準(zhǔn)則共同來決定的，后同）。

由式（9）GARCH（1，1）模型的條件方差估計(jì)結(jié)果可知，α+β<1始終成立，這說明人民幣匯率波動(dòng)序列條件方差序列是穩(wěn)定的，模型具有可測性。從式（9）的估計(jì)結(jié)果來看，α+β之和非常接近1，這說明市場對外部沖擊的反應(yīng)函數(shù)是以一個(gè)較慢的速度在遞減，這也意味著外部沖擊對匯率波動(dòng)的影響效應(yīng)具有持久性和長記憶特性。

同樣，我們對人民幣匯率波動(dòng)序列進(jìn)行GARCH（1，1）模型估計(jì)后得到的殘差項(xiàng)的序列圖與正態(tài)分布圖相比較，發(fā)現(xiàn)仍存在個(gè)別離群值，分布略有偏斜。為此，我們進(jìn)一步納入到均值方程中進(jìn)行GARCH-M估計(jì)，得到均值方程估計(jì)結(jié)果為：

同樣對GARCH-M估計(jì)后的殘差序列進(jìn)行ARCH-LM異方差檢驗(yàn)，滯后一階的ARCH-LM效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3的ARCH-LM檢驗(yàn)結(jié)果表明GARCH-M估計(jì)后的殘差序列中已不存在ARCH效應(yīng)，消除了殘差序列的條件異方差性，說明均值方程和方差方程估計(jì)得到的結(jié)果是穩(wěn)健的。

由均值方程（10）的估計(jì)結(jié)果可知，σt的系數(shù)為-0.25，且在統(tǒng)計(jì)上顯著，這表明此時(shí)的匯率風(fēng)險(xiǎn)是引起匯率波動(dòng)的主要原因，當(dāng)市場中的預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)增加一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，就會(huì)導(dǎo)致匯率波動(dòng)率下降0.25個(gè)百分點(diǎn)。這同樣說明了人民幣匯率波動(dòng)率存在顯著的風(fēng)險(xiǎn)懲罰機(jī)制，也即存在負(fù)向風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)行為，當(dāng)市場上的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期越強(qiáng)烈，人民幣匯率波動(dòng)越趨于穩(wěn)定。這可能是當(dāng)時(shí)樣本期內(nèi)我國人民幣匯率剛好經(jīng)歷了匯率制度改革，匯率的短期升值預(yù)期非常強(qiáng)烈，導(dǎo)致匯率波動(dòng)幅度持續(xù)擴(kuò)大，使得居民對市場上人民幣匯率波動(dòng)的預(yù)期過于強(qiáng)烈，中國政府為平抑人民幣匯率的過度波動(dòng)而采取的相應(yīng)措施，譬如引入詢價(jià)機(jī)制等手段，反而起到了事實(shí)上的穩(wěn)定匯率作用。

同時(shí)，不管是式（8），還是式（10）估計(jì)結(jié)果均顯示，人民幣匯率波動(dòng)序列滯后14期對其自身具有顯著的正向效應(yīng)，也即人民幣匯率波動(dòng)具有一定的滯后性，其當(dāng)前匯率的波動(dòng)會(huì)受到滯后2到3個(gè)星期（14個(gè)交易日）的交易行為影響。

進(jìn)一步地，方差方程式（11）的GARCH-M估計(jì)顯示，ε 的系數(shù)不為零且在統(tǒng)計(jì)上顯著，表明外部市場沖擊對匯率波動(dòng)的影響效應(yīng)為0.06，而σ 系數(shù)同樣不為零且在統(tǒng)計(jì)上顯著，表明匯率波動(dòng)具有一定的記憶性，且α+β<1同樣成立，表明條件方差模型是穩(wěn)定可測的，市場對外部沖擊的反應(yīng)函數(shù)將以一個(gè)較慢的速度遞減，對匯率波動(dòng)產(chǎn)生持續(xù)性的影響。同時(shí)， 結(jié)果還表明人民幣匯率波動(dòng)序列方差的波動(dòng)性同樣會(huì)受到其自身滯后3期的影響。

2.2010.6.1～2016.6.24樣本期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)性GARCH效應(yīng)估計(jì)

同樣，對2010.6.1～2016.6.24樣本期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)序列的相關(guān)性進(jìn)行分析，得到人民幣匯率波動(dòng)序列的自相關(guān)系數(shù)（AC）和偏相關(guān)系數(shù)（PAC）如表4所示。

表4的結(jié)果顯示滯后1階和滯后7階自相關(guān)系數(shù)的絕對值相對較大，所以，在均值方程估計(jì)時(shí)采用滯后1階和滯后7階的模型進(jìn)行估計(jì)，得到均值方程（最小二乘估計(jì)）的估計(jì)結(jié)果如式（12）所示。

同理，對式（12）均值方程估計(jì)得到的殘差項(xiàng)進(jìn)行觀察（如圖4），同樣發(fā)現(xiàn)存在嚴(yán)重的“集聚”現(xiàn)象，可能存在條件異方差特性，需要我們進(jìn)一步對其進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)。

經(jīng)過檢驗(yàn)，得到ARCH-LM檢驗(yàn)結(jié)果如表5。

表5的檢驗(yàn)結(jié)果同樣認(rèn)為人民幣對美元匯率波動(dòng)序列的殘差項(xiàng)在2010.6.1～2016.6.24樣本期內(nèi)確實(shí)存在強(qiáng)烈的波動(dòng)集聚現(xiàn)象。因此，采用GARCH模型對人民幣匯率波動(dòng)進(jìn)行估計(jì)和分析同樣是合理的，得到均值方程和方差方程結(jié)果如式（13）和（14）。

式（14）的估計(jì)結(jié)果同樣顯示，α+β<1始終成立，這說明人民幣匯率波動(dòng)序列條件方差序列是穩(wěn)定的，模型具有可測性。而且α+β之和為0.95，非常接近1，這同樣說明了市場對外部沖擊的反應(yīng)函數(shù)以一個(gè)較慢的速度遞減，這也意味著外部沖擊對人民幣匯率波動(dòng)的影響具有持久性，產(chǎn)生了記憶性。

我們對人民幣匯率波動(dòng)序列進(jìn)行GARCH（1，1）模型估計(jì)后所得到的殘差項(xiàng)序列圖進(jìn)行觀測，同樣發(fā)現(xiàn)，其相比于正態(tài)分布仍存在個(gè)別離群值，分布略有偏斜。為此，我們進(jìn)一步納入σ 到均值方程中驗(yàn)證是否有必要建立GARCH-M模型，估計(jì)得到均值方程。

式（15）的均值方程估計(jì)結(jié)果顯示，σ 的系數(shù)估計(jì)量在統(tǒng)計(jì)上不顯著，這說明沒有必要建立GARCH-M模型，而其他系數(shù)估計(jì)結(jié)果與式（13）得到的結(jié)果無論是統(tǒng)計(jì)顯著性還是系數(shù)方向上都較為一致。因此，建立式（13）和（14）的GARCH模型即可，而無需進(jìn)一步建立GARCH-M模型。

所以，我們只需要對式（13）和（14）的GARCH模型估計(jì)后的殘差序列進(jìn)行ARCH-LM異方差檢驗(yàn)，滯后一階的ARCH-LM效應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值如表6。

表6的檢驗(yàn)結(jié)果同樣表明GARCH模型估計(jì)后的殘差序列中已不存在ARCH效應(yīng)，消除了殘差序列的條件異方差性。

方程（13）的估計(jì)結(jié)果表明，人民幣匯率波動(dòng)會(huì)受到其滯后一期的影響，估計(jì)結(jié)果與式（15）得到的結(jié)論較為一致。

式（14）中得到ε 的系數(shù)為0.18，且在統(tǒng)計(jì)上顯著，同樣表明外部市場沖擊對匯率波動(dòng)具有顯著的影響效應(yīng)，而且相較于2005年7月匯改后到2008.8.29樣本期的沖擊效應(yīng)明顯有所增長，這可能是源于近幾年全球經(jīng)濟(jì)的動(dòng)蕩與資本流動(dòng)的加劇所致。σ 的系數(shù)為0.77，且在統(tǒng)計(jì)上顯著的結(jié)果同樣表明，這一階段的匯率波動(dòng)具有一定的記憶性，以及受外部市場沖擊影響的持續(xù)性。

（三）人民幣匯率波動(dòng)性“杠桿效應(yīng)”檢驗(yàn)

1.2005.7.21～2008.8.29樣本期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)性“杠桿效應(yīng)”檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步探明市場的利好、利空消息對市場上投資者的個(gè)體行為特征是否會(huì)產(chǎn)生異質(zhì)性影響呢？也即人民幣匯率波動(dòng)性是否存在非對稱“杠桿效應(yīng)”問題，我們繼續(xù)采用EGARCH模型進(jìn)行估計(jì)，得到均值方程為。

顯然，由方差方程可知，表示杠桿效應(yīng)的系數(shù)統(tǒng)計(jì)量雖然不為零，但其在統(tǒng)計(jì)上不顯著，所以，我們認(rèn)為，在這一樣本期內(nèi)，人民幣匯率波動(dòng)序列并不存在顯著的杠桿效應(yīng)。

2.2010.6.1～2016.6.24樣本期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)性“杠桿效應(yīng)”檢驗(yàn)

同樣利用EGARCH模型估計(jì)判斷利空和利好消息對人民幣匯率波動(dòng)產(chǎn)生的非對稱效應(yīng)，得到均值方程估計(jì)結(jié)果為：

方差方程式（19）的估計(jì)結(jié)果顯示，γ≠0，其值為-0.03，且統(tǒng)計(jì)上顯著，表明外部沖擊對匯率波動(dòng)的影響具有“非對稱性”特性。γ<0意味著在2010.6.1～2016.6.24樣本期內(nèi)，利空消息對人民幣匯率波動(dòng)帶來的沖擊效應(yīng)要比利好消息帶來的沖擊效應(yīng)大，存在顯著的非對稱“杠桿效應(yīng)”，這與張欣（2013）[16]的研究得到人民幣匯率波動(dòng)呈現(xiàn)“放大利空、縮小利好”的非對稱特性相一致。究其原因，這可能是由于我國“二次匯改”重啟之后，人民幣匯率波動(dòng)幅度雖然較之前趨于更加穩(wěn)定，但長期以來人民幣匯率受外界升值壓力影響引起的心理預(yù)期及“穩(wěn)中有升”慣性預(yù)期使得居民對人民幣匯率受市場波動(dòng)和沖擊的影響變得更為敏感，一旦出現(xiàn)利空消息（人民幣升值）將會(huì)導(dǎo)致人民幣匯率產(chǎn)生更為劇烈的波動(dòng)，而受到市場利好消息沖擊時(shí)（人民幣匯率貶值）的波動(dòng)幅度相對更為穩(wěn)定。

五、簡要的結(jié)論及政策啟示

本文基于我國第一次匯改（2005.7.21～2008.8.29）及2010年6月第二次匯改重啟之后（2010.6.1～2016.6.24）的兩個(gè)樣本期，采用GARCH族模型就我國人民幣對美元雙邊匯率中間價(jià)的匯率波動(dòng)性特征進(jìn)行了研究，結(jié)果認(rèn)為。

（1）兩個(gè)樣本期內(nèi)的GARCH族模型檢驗(yàn)均認(rèn)為，我國人民幣匯率波動(dòng)序列確實(shí)具有顯著的“尖峰厚尾”和波動(dòng)的集聚性特征，引起人民幣匯率波動(dòng)的主要原因源自于匯率風(fēng)險(xiǎn)引起的自身滯后波動(dòng)及外部市場沖擊等因素，而且這種沖擊將會(huì)以一個(gè)較慢的速度遞減對匯率波動(dòng)產(chǎn)生持續(xù)性影響，產(chǎn)生長期記憶性特征。

（2）我國人民幣匯率波動(dòng)序列在第一次匯改之后（2005.7.21～2008.8.29）的樣本期內(nèi)不存在顯著的“杠桿效應(yīng)”，而在第二次匯改重啟之后的樣本期內(nèi)卻存在著顯著的非對稱“杠桿效應(yīng)”，表現(xiàn)為市場利空消息對人民幣匯率波動(dòng)的沖擊效應(yīng)要更為強(qiáng)烈，其原因可能是由于長期以來居民對人民幣匯率保持穩(wěn)中有升的慣性心理預(yù)期所致。

根據(jù)研究，我們得到相應(yīng)的啟示為：

其一，政府所要面對與處理的首要問題是預(yù)防和管理由客觀環(huán)境所引致的外部匯率風(fēng)險(xiǎn)沖擊對人民幣匯率波動(dòng)產(chǎn)生的影響，政府應(yīng)堅(jiān)持“逆匯率波動(dòng)風(fēng)向”調(diào)節(jié)的原則下，及時(shí)采取相應(yīng)的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控手段去防范外部市場環(huán)境變化所產(chǎn)生的沖擊，并做好化解已產(chǎn)生的市場外部環(huán)境沖擊所帶來的風(fēng)險(xiǎn)對匯率市場的波及，防止匯率波動(dòng)的加劇與傳染以起到穩(wěn)定我國當(dāng)前匯率的目標(biāo)。

其二，政府需要進(jìn)一步完善和推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制改革，實(shí)施動(dòng)態(tài)、有彈性的匯率浮動(dòng)機(jī)制，充分利用我國巨額外匯儲(chǔ)備的功效作用去保持和維護(hù)人民幣匯率的穩(wěn)定，以此去調(diào)整和釋放能夠有效抑制公眾心理預(yù)期的信息，提振居民對外部客觀市場環(huán)境穩(wěn)定的信心，去保持人民幣幣值在合理區(qū)間內(nèi)的穩(wěn)定，以減少金融市場恐慌所引起的人民幣匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。

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