“8.11匯改”前后人民幣匯率的波動對比研究

梁宇飛

【摘 要】 2015年8月11日，中國央行宣布調整人民幣對美元匯率中間報價機制，做市商參考上日銀行間外匯市場收盤匯率，向中國外匯交易中心提供中間價報價。這一調整使得人民幣兌美元匯率中間價機制進一步市場化，更加真實地反映了當期外匯市場的供求關系。本文通過以離岸人民幣匯率基于GARCH族模型進行分析，發現（1）811匯改后人民幣匯率日收益率更接近于正態分布。（2）811匯改后人民幣匯率日收益率波動幅度更大，并且出現匯改前沒有的ARCH效應，即波動的集聚與持續。（3）811匯改前人民幣匯率日收益率不存在自回歸效應，但匯改后出現了二階的自回歸。（4）811匯改后的人民幣匯率日收益率序列可以進行GARCH族模型進行擬合。

【關鍵詞】 “8.11匯改” 離岸人民幣匯率 匯率日收益率 波動

一、引 言

“8.11匯改”以來人民幣加快了邁向市場化的步伐，同時人民幣匯率也不同以往的相對穩定，其波動呈現出了新的特點。自2015年8月11日以來，人民幣匯率先后主要經歷了單邊震蕩貶值、雙向波動加劇、震蕩回升等幾個明顯的階段。本文以匯改前后各三年的人民幣對美元離岸匯率作為研究對象，通過分析其波動特點并進行對比，檢驗“8.11匯改”的成果并討論其背后成因，能夠強化對“8.11匯改”的解讀并助力日后相關的理論支撐。

二、實證部分

（一）研究方法

GARCH模型是通過在條件方差方程里加入條件方差的滯后項，從而能夠更好刻畫波動的持續性，實現收益率的長記憶過程。GARCH（q，p）模型的一般表達式為：

其中，rt為收益率序列，μ為收益的無條件期望值，εt為殘差，σt2為條件方差，vt為獨立同分布的隨機變量，vt與σt相互獨立，ω是常數項，α為滯后期參數，β為方差的參數。一般而言，價格上漲和下跌的幅度相同，引起的波動幅度卻不同，GARCH不能刻畫這種收益率條件方差波動的非對稱性。

EGARCH模型的條件方差為：

若存在ω<0，則說明模型存在非對稱效應，即壞消息對模型會產生更大的沖擊使之產生更為劇烈的波動。若ω=0，則說明消息對魔性的沖擊是對稱的。

（二）實證檢驗

1、數據選取

為了體現匯率波動因素盡可能地來自市場，本文選擇了人民幣對美元離岸匯率作為研究對象記為CNY，對象選擇區間為2012年4月30日至2018年5月十一日的當日以間接標價法表示的離岸匯率收盤價格。在數據處理上計算出離岸人民幣的對數收益率即

從LNCNY的趨勢圖中可以清楚觀察到在“8.11匯改”前后人民幣離岸匯率的收益波動幅度明顯不同，相較而言匯改之后波動幅度更大，圖中初步分析人民幣離岸匯率日收益率的波動具有時變性、突發性和聚集性。并且可以清晰地判斷出其具有波動聚集效應，很有可能符合ARCH模型。

2、描述性統計

人民幣幣值在離岸市場上對美元在8·11匯率改革前后發生了極大的變化。匯率改革后的波動率明顯增大，其標準差由0.996347擴大為0.002755，增幅近一倍，說明匯改后人民幣匯率的變化更加活躍、富有隨機性。JarqueBera檢驗是用來檢驗數據是否服從正態分布，其結果更能說明其中的問題。人民幣匯率日收益率在匯改后的J-B統計量下降，表明其正態性較之往前有所提高，這反應了匯改之后人民幣朝市場化方向的改革是有成效的。

3、平穩性檢驗和模型定階

對人民幣匯率日收益率序列進行平穩性檢驗，含常數項，不含時間趨勢項，計算得到ADF統計量為-20.88764，顯著小于1%臨界值；-3.437938匯改前匯改后ADF統計量為-26.11625，顯著小于1%臨界值-3.433504，故拒絕存在單位根的零假設，表明人民幣匯率日收益率序列是平穩的。對人民幣匯率日收益率進行自回歸檢驗，表明在滯后5階開始P值拒絕原假設，即從此是人民幣匯率日收益率存在自相關。

由檢驗結果可以看出在匯改后在滯后二階時Q統計量就足夠大且在第二階的對應概率為4.5%，即在5%的置信度下可以認為人民匯率日收益率存在二階的自回歸。但匯改前的Q統計量很小且其對應概率均在35%以上，即并沒有顯著的自回歸效應，這可能是由于匯改前匯率的決定因素仍是由政府強力操控造成的，此處為進行回歸，借鑒普遍的做法進行一階自回歸。

在以上條件下分別建立自回歸模型進行ARCH-LM檢驗。對于匯改前，ARCH檢驗時，綜合AIC、SC、HQ和相應滯后階數P值，取滯后四階的ARCH-LM檢驗。F統計量和LM統計量分別為0.028209和0.113502，它們的伴隨概率P值均為0.9985，表明該序列不存在ARCH效應。對于匯改后，ARCH檢驗時，綜合AIC、SC、HQ和相應滯后階數P值，取滯后四階的ARCH-LM檢驗。F統計量和LM統計量分別為6.982909和27.05772，它們的伴隨概率P值均為0，表明該序列存在顯著的ARCH效應，可以進一步進行GARCH族模型的建模和檢驗。

匯改前后人民幣匯率日收益率的ARCH效應檢驗有如此大的差別，也進一步說明了匯改對于人民幣市場化的巨大影響。ARCH效應反映了收益率波動的記憶性，描述波動的集群性的特性。該特性形成的原因正是由于市場對于前一段收益率波動的表現進行消化后對本期乃至下一階段波動的產生影響，這是一個相對自由的交易市場才能做得到的，而811匯改正是產生這種ARCH效應變化的直接原因。

4、GARCH模型參數效應

由于匯改前的人民幣匯率日收益率不存在ARCH效應，故不能進行下一步的GARCH模型設立。此處對匯改后的人民幣匯率日收益率在GAUSSIAN分布、t分布和GED分布假設下利用Garch（1，1）和EGARCH（1，1）模型進行參數估計，估計結果如表4所示。

以上模型中，α均大于零，反映外部沖擊會加劇匯率的波動，價格波動具有叢集性，在所有EGARCH模型中α值均大于0.2，表明人民幣匯率的價格波動很劇烈；β小于1，表示匯率波動具有一定的記憶性，即匯率波動具有相當的持續性；除去EGARCH（1，1）-t、EGARCH（1，1）-GED模型外衰減系數α+β均小于1，滿足參數的約束條件，依照模型的原設定α+β應當小于1，這樣可以保證波動率的平穩性，ARCH項系數反映外部沖擊對匯率日收益率波動的影響，其值較大，反映外部沖擊會較大幅度加劇系統的波動性；GARCH項系數較小反映了波動的短記憶性，兩系數之和較經驗水平而言屬于比較小的，則反映了波動的持續性較弱，不需要有較長時間進行調整。非對稱模型除去EGARCH（1，1）-t的非對稱項的系數均顯著，結果為ω<0，說明人民幣匯率日收益率的條件異方差的存在非對稱效應，即從一般意義上來講，金融市場對壞消息反應的激烈程度要大于好消息反應的激烈程度，該結果表明匯改后的人民幣匯率市場亦是如此。并綜合各種判斷因素，EGARCH（1，1）-GAUSSIAN模型的擬合效果最好。

經過以上實證檢驗，可知：（1）811匯改后人民幣匯率日收益率更接近于正態分布。（2）811匯改后人民幣匯率日收益率波動幅度更大，并且出現匯改前沒有的ARCH效應，即波動的集聚與持續。（3）811匯改前人民幣匯率日收益率不存在自回歸效應，但匯改后出現了二階的自回歸。（4）811匯改后的人民幣匯率日收益率序列可以進行GARCH族模型進行擬合，且EGARCH（1，1）-GAUSSIAN模型的擬合效果最好。

三、主要結論及原因分析

“8.11匯改”的成果是比較明顯的，就結果看來它使得人民幣匯率的波動幅度加劇且表現的更接近正態分布。其原因是在8·11匯率改革之前，人民幣匯率形成機制僅把美元作為定價參考標準。匯率改革之后，人民幣將一籃子貨幣作為定價參考基準，美元失去了之前唯一“錨”的地位，因此，人民幣對美元的波動幅度明顯增大；匯率改革之后，人民幣的市場化程度進一步提高，人民幣與其他貨幣交換的市場化行為較之前更加活躍。

除此之外，“8.11匯改”后人民幣匯率的波動形式也更加符合金融市場的一般規律，出現了波動聚集效應和反向非對稱效應，均是人民幣匯率更加市場化、成熟化的表現。其原因是中國貨幣、外匯當局對外匯進出口的管理進一步放松，外匯交易對有效信息的反饋速度更快。因為外匯進出境的限制有所減少，人民幣匯率的彈性也較之前更大，這都為市場提供了外部支持和信心。

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