人民币NDF与即期市场间信息传递及互动关系研究

摘要：本文采用格兰杰因果检验及GARCH类模型，对人民币NDF与即期市场间的信息传递及互动关系进行了研究。结果发现：NDF市场在两市场间占价格发现的主导作用，尤其是对于期限较长的NDF而言。同时存在即期市场对NDF市场的单向波动性溢出。NDF期限越短，其与即期市场的互动关系越强，NDF合约的交易量、流动性对其与即期市场的互动关系有一定的影响，但不是决定性的。

关键词：人民币NDF；信息传递；互动关系

中图分类号：F830.92文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2011.04.37文章编号：1672-3309（2011）04-81-04

NDF（Non-deliverable Forward），即非交割远期，也叫无本金不可交割远期，是指交易双方于未来指定日期，就事先约定汇率与即期汇率之差额结算，结算货币是可兑换的，如美元，无须交割本金。NDF主要用于实行外汇管制的货币，其兴起的直接原因是各国限制非居民参与本国远期市场。由于我国实行外汇管制，境外投资者和企业不能进入内地外汇市场，于是离岸市场上以人民币非交割远期为主的衍生产品应运而生。人民币NDF市场的日益发展，在给市场带来风险对冲工具、投资套利工具的同时，也给市场主体和监管者带来了新的挑战。对市场参与者来说，如何把握两个市场的信息流动以及互动关系来做出正确的套期保值或套利是其面临的主要问题；对于监管当局来说，考量当前两个市场的信息传递和互动关系，对衡量过度投机的市场对汇率的冲击，制定合理的政策完善稳定人民币外汇市场、把握人民币汇率定价权有着重要意义。

一、文献综述

JinwooPark（2001）的研究认为，在1997年前，韩元存在着单向的由即期市场向NDF市场传递的报酬溢出效应和相互传递的波动溢出效应，这时韩国实行的是有管理的浮动制，但在实行从有管理的浮动向独立浮动制度的改革后，则存在着单向的由NDF市场向即期市场传递的报酬溢出和波动溢出效应，汇率制度的改革使两个市场之间的关系发生了变化。

关于人民币NDF的定量研究，Hung-Gay-Fung等（2004）最早进行，他们采用升贴水的大小度量折价程度，分析表明，在2002年11月13日以后NDF是折价的，这是因为在中美贸易赤字和国际游资的压力下，人民币面临着巨大的升值压力。目前国内也有关于人民币NDF与即期市场互动关系的实证研究，但由于2005年7月汇改后至今，不同时点的研究其所用数据段差异较大，同时加上研究方法的不同，造成这些研究的结论也不尽相同。黄学军、吴冲锋（2006）的研究使用了汇改前（2003年4月7日到2005年7月20日）及汇改后（2005年7月22日到2006年4月26日）的1年期和1月期人民币NDF与即期汇率的数据，进行Granger因果检验。主要结论为汇率改革以来，境内外市场的相互作用加强。改革后境内现汇市场显现出本土信息优势，表现为即期汇率引导1月期和1年期NDF；1月期NDF引导即期汇率，1年期NDF不引导即期汇率。而罗鹏宇（2007）的研究却认为，自2006年10月国家外汇管理局禁止国内机构参与境外NDF交易以来，境外人民币NDF单向引导境内人民币远期，改变了以往两者双向引导的关系。徐剑刚等（2007）选取2005年7月25日到2006年6月13日间1年期人民币NDF和即期汇率数据，以一元的MA（1）-GARCH（1，1）模型为主体分析了1年期人民币NDF和即期市场间报酬率和波动的溢出效应。得到的结论为即期市场对人民币NDF市场没有报酬溢出效应，而人民币NDF市场对即期市场具有报酬溢出效应，两个市场的波动均不存在对对方的溢出效应。王慧、刘宏业（2009）同样以一元的MA（1）-GARCH（1，1）模型做了研究，其数据选取1年期NDF和即期汇率，区间为2005年7月22日至2008年6月16日。数据段的延长使得其主要结论与徐剑刚等（2007）有较大不同：人民币NDF市场对人民币即期汇率有均值溢出效应，人民币即期汇率和NDF之间有双向波动溢出效应。这表明信息流由境外市场传导至境内市场，人民币即期汇率市场受到境外市场因素的影响，离岸人民币NDF市场是境内即期市场的先导。李晓峰、陈华（2008）采用了二元的Bivariate GARCH-BEKK模型研究人民币即期汇率市场与境外衍生市场之间波动溢出关系。数据选取2006年8月29日至2007年8月27日间的SPOT，FUTURE（CME），NDF（香港1年期）。研究结论为：NDF市场对境内即期市场存在着显著的报酬溢出效应，即期市场对各境外衍生市场仅具有滞后的报酬溢出效应，在价格变动上被境外NDF市场所引导，境外NDF市场处于3个市场中价格信息的中心地位，但在波动溢出效应方面，市场信息则由即期市场向各境外衍生市场单向传递。

二、主要研究内容

本文将主要以定量的方法研究人民币NDF与即期市场之间的信息流动及互动关系。

如前所述，现有的对人民币NDF与即期市场关联的研究，由于所取的数据段以及实证方法的差异，结果不尽相同，甚至互相冲突。本文试图在数据段和研究方法上进行纵向扩展和深化。将使用较长的数据区间，并使用各具优势特点的模型进行分析，同时，之前研究对NDF合约期限的选取上一般只取单期一年期的作为研究对象，本文将在已有研究基础上进行横向扩展，试图把主要5种期限的NDF合约纳入与即期汇率的关联性的实证研究，并将其结果进行横向对比。检验因为流动性最高、交易最活跃而被众多学者作为研究对象的1年期NDF与即期市场之间的互动关系是否最强，为今后研究NDF与即期汇率关系时选择合约期限给出参考。

三、研究方案

本文实证样本区间为2005年7月21日汇改后至2009年9月7日。由于新加坡人民币NDF市场发展最早且现为主要的人民币NDF市场之一，故本文选取新加坡市场的1个月期、2个月期、3个月期、6个月期以及1年期5种期限的NDF（数据可从Bloomberg获得），即期汇率采用了中国银行报价（数据可从Datastream获得）。为保证数据的平稳性，本文将对所有数据序列取自然对数再做差分处理，得到5个不同期限的人民币NDF收益序列和一个人民币即期汇率收益序列。

1、 数据的描述性统计分析

由表1即期汇率和5种NDF期限的收益率数据均值可以看出，不论是在岸的即期汇率还是离岸的NDF，在数据区间内人民币总体都是在升值的，升值幅度以即期汇率最大。而波动率以即期最小，NDF相对较大，且波动率随NDF的期限的增长而增大，这符合NDF合约为即期汇率的金融衍生品，其价值取决于即期汇率的特征，且合约期限越长，对未来不确定性越大。

2、数据的平稳性检验

为避免得出伪回归，我们必须对将要放入回归模型的序列进行平稳性检验。这里采用augmented Dickey-Fuller(ADF) test，分别使用无截距和带截距项的检验方程，得出结果如表2。

由于我们的数据已经是由原始的价格序列取对数差分变成了收益率序列，因此解决了大部分不稳定的问题。6个序列均在1%的显著性水平上通过了ADF平稳性检验。

2、 收益率之间的格兰杰因果检验

采用格兰杰因果检验对人民币即期汇率与NDF汇率之间的引导关系进行检验，格兰杰因果检验的结果会因选择滞后阶数的不同而发生变化，在此，我们取1到10阶为期两周交易日滞后进行检验。结果如表3。不论是1m、2m、3m、6m还是1y期，都在1%的显著水平上拒绝了“NDF不是SPOT的格兰杰原因”,也就是说对于样本数据，所有期限的人民币NDF都是即期汇率的格兰杰原因。而对于“SPOT不是NDF的格兰杰原因”，检验在1%水平上拒绝了SPOT不是1m、2m期限的NDF的格兰杰原因；在5%的水平上，都不能拒绝SPOT不是3m、6m、1y期限NDF的格兰杰原因。整体来说，格兰杰检验的结果表明：对于样本所有期限，人民币NDF汇率都引导即期汇率；人民币即期汇率引导1m、2m期限NDF但不引导3m、6m、1y期限NDF。这表明对于人民币即期汇率市场与离岸NDF市场的互动中，NDF对即期市场的影响大于即期市场对NDF市场的影响，而对于各个期限的NDF而言，期限较短的NDF汇率更容易受到即期市场汇率变动的影响。

4、GARCH类模型建立

选择Hamao et al(1990)提出的方法来考察两个市场间的报酬溢出效应和波动溢出效应。Hamao的模型属于单变量的GARCH模型的运用，其模型简单明了，具体可建立MA(1)-GARCH(1，1)模型如下：

设定i代表人民币即期汇率市场，j代表某一个合约期限NDF市场。

MODEL1：增加NDF因素后的即期市场（SPOT）的MA(1)-GARCH(1，1)模型：

注：?着2j,t-1取自原始的（即?茁i=?啄i=0）MODEL2。

MODEL2：增加即期市场（SPOT）因素后的NDF市场的MA(1)-GARCH(1，1)模型：

注：?着2j,t-1取自原始的（即?茁j=?啄j=0）MODEL1

其中MODEL1、MODEL2中的两个方程依次为均值方程和条件方差方程。R为汇率对数收益率，h为均值方程中残差的条件方差。由于通常各数据序列均具有厚尾的非正态性质，在此我们均假设残差序列?着服从广义误差分布(GED分布)，同时利用极大似然函数进行估计各个回归模型。

在估计两个市场间的均值溢出和波动溢出效应时，先令?茁j=?啄j=0。也就是说，退化到对每个单个市场进行单变量MA(1)-GARCH(1，1)模型估计，得到该模型均值方程的残差序列，将其平方后作为外生变量加入到另一市场的MA(1)-GARCH(1，1)模型的方差方程中，以此考察一个市场对另一市场是否存在波动性溢出效应。同时在均值方程中引入另一市场的报酬率R作为外生变量，其目的在于一个市场对另一市场是否存在报酬率溢出效应。我们可得到报酬率溢出效应的系数?茁和波动性溢出效应系数?啄。其中，MODEL1检验的是NDF市场对即期市场的报酬率及波动性溢出效应，MODEL2检验的是即期市场对NDF市场的报酬率及波动性溢出效应。

5、回归结果

每个期限的NDF（共5种期限）均与即期汇率配对，重复5次以上模型，以上可通过Eviews5.0完成。主要回归结果如表4。由表4可见，NDF与即期市场的互动关系比较显著。综合各NDF期限的回归结果，从整体来看，有以下最为显著的效应：

第一，报酬率溢出主要为NDF市场对即期汇率市场的溢出。这就是说NDF市场的价格发现作用更明显，前一个交易日的NDF市场的涨跌能够引导即期人民币汇率市场的涨跌。但是对于短期的NDF，报酬率的溢出是双向的。

第二，波动性溢出主要为即期汇率市场对NDF市场的溢出。这说明在即期市场与NDF市场的稳定性关系中，NDF市场的稳定性更容易受即期市场的稳定性所影响。

第三，NDF期限越短，其与即期市场的互动关系越强。

四、结果分析

（一）对价格引导效应（报酬率溢出）的分析

在期货市场上，我们可把参与者分为投机者和套期保值者两个基本类别。根据陈蓉、郑振龙（2007）的研究，对于投机者而言，其决定期货价格是根据对未来期货价格和未来现货价格的预期；对于套期保值者而言，其是根据当前的现货价格决定期货价格。因此，当投资力量占主导时，期货价格引导现货价格；当套期保值力量占主导时，现货价格引导期货价格。从上文我们可以发现，NDF市场对即期市场的价格引导作用比即期市场对NDF市场的引导作用更为显著，NDF市场起着价格发现的关键作用。而这一结论在理论上也和陈蓉、郑振龙（2007）的研究相符合。因为根据中国人民银行的中国货币政策执行报告（2005），人民币NDF交易主要满足海外参与者的投机需求，以投机力量为主导，而不是像银行间远期市场那样主要满足以真实贸易为背景、以规避汇率风险为主要目的的企业。同时，从NDF的期限来看，对于短期的1m、2m、3m期限NDF，其和即期市场是在价格水平上相互引导的，而长期的6m、1y期的NDF，只存在NDF对即期市场的单向引导。这可以解释为：NDF市场中，因为参与者不相信人民币在短期内会有较大变化，所以参与长期的如6m、1y期限的比较多（王慧、刘宏业，2009），而这种参与者明显属于投机者类别，不是根据真实交易背景而选择NDF的套期保值者。因此，自然在6m、1y期的NDF市场上，投机力量占比相对1m、2m、3m期限更大，表现在实证结果中，6m、1y期限NDF的报酬率单向的引导即期市场，而在短期NDF市场中，投机力量和套期保值力量并没有那么悬殊，呈现NDF市场与即期市场的双向报酬率溢出，也就是价格引导作用。

（二）对市场稳定性溢出（波动率溢出）的分析

从实证结果来看，与报酬率溢出效应不同，波动性溢出主要是从即期市场向NDF市场溢出。这就是说，虽然NDF市场具有价格发现作用，引导即期市场价格水平的变化，但是即期市场的稳定性能显著影响NDF的稳定性。根据前面对价格引导的分析，我们知道作为NDF市场主体的投机者根据未来的现货价格决定期货价格，这也是为何NDF市场引导即期市场的原因。但从波动性溢出的实证结果来看，我们可以认为，尽管NDF期货价格直接受投机者对未来现货价格的判断影响，但是即期市场的波动能对投机者们对未来即期汇率的判断产生扰动，使NDF市场的不稳定性增大。

另外，对比各期限NDF的结果，我们可发现如下规律：NDF的期限越短，其与即期市场的相互溢出现象越强（从系数大小及显著性观察），尤其是在报酬率溢出方面表现的更为一致。在波动性溢出方面也大致可以发现这个现象。

以往文献认为，由于一年期NDF合约交易量最大、市场最为活跃，因此其包含的信息更多，常被选作唯一的NDF研究标的。从本文的结果来看，NDF期限越短，其与即期市场的互动关系越强，因交易量最大、流动性最高而常被之前文献选为研究与即期市场关联性的一年期NDF合约，其并不是与即期市场互动关系最强的。NDF合约的交易量、流动性对其与即期市场的互动关系有一定的影响，但不是决定性的。

参考文献：

［１］ 陈蓉、郑振龙.期货价格能否预测未来的现货价格？[J].国际金融研究,2007,(09):70-74.

［2］ 代幼渝、杨莹.人民币境外NDF汇率境内远期汇率与即期汇率的关系的实证研究[J].国际金融研究,2007,(10):72-80.

［3］ 黄学军、吴冲锋.离岸人民币非交割远期与境内即期汇率价格的互动:改革前后[J].金融研究,2006,(11):83-89.

［4］ 罗鹏宇.人民币远期：境外决定境内[N].中国证券报，2007-06-12,A11.

［5］ 李晓峰、陈华.人民币即期汇率市场与境外衍生市场之间的信息流动关系研究[J].金融研究,2008,(05):14-24.

［6］ 王慧、刘宏业.人民币离岸市场与境内市场的信息传递研究――基于NDF汇率和即期汇率的实证分析[J].金融理论与实践,2009，(03).

［7］ 徐剑刚、李治国、张晓蓉.人民币NDF与即期汇率的动态关联性研究[J].财经研究,2007,(09):61- 68.

［8］ 中国人民银行.中国货币政策执行报告[EB/OL].www.pbc.省略,2005,(3):18～19.

［9］ Hamao Y,R.Masulis,V.Ng.Correlations in price changes and volatility across international stock markets[J].Review of Financial Studies,1990,（03）:281～308.

[10] Hung-Gay-Fung,Wai K.Leung，Jiang Zhu．Nondeliverable forward market for Chinese RMB：A first look [J].China Economic Review,2004,(15):348-352.

[11] Jinwoo Park. Information Flows between Non-deliverable Forward (NDF) and Spot Markets: Evidence from Korean Currency[J].Pacific-Basin Finance Journal,2001,（09）:363-377.