学文网摘要：近年来，人民币汇率问题越来越受到全球关注。寻找适合描述人民币汇率预期的变量，成为保证预测人民币汇率准确性的关键。本文研究表明，人民币NDF（无本金交割远期外汇）汇率能够很好地反映国际金融市场对人民币汇率的预期，在一定程度上反映了人民币汇率的真实价值和发展趋势。
关键词：人民币NDF汇率 即期汇率 汇率预期
近期人民币持续升值，截止2012年10月12日，美元对人民币即期汇率达到6.2578，较2005年汇改时期的8.2765累积升幅逾32%，创下19年来新高。与此相对应的是，今年9月份，我国出口增长9.9%，外贸增速下滑压力略微缓解。受美国总统选举等因素影响，短期内人民币走强概率仍会增大。笔者从定性和定量两个角度研究人民NDF汇率时间序列的特征，解析其与人民币汇率预期之间的关系及作用机制，并为更好地把握国际金融市场对人民币汇率未来的走势预期提供理论了基础。
一、有关NDF文献综述
Hung-Gay-Fung等（2004）进行的定量研究表明，在2002年11月以后的NDF是折价的，原因是在中美贸易赤字巨大压力下人民币面临着巨大的升值压力，同时也是国际游资赌人民币升值的结果。任兆璋等（2005）利用EG两步法分析了人民币NDF与人民币实际有效汇率之间的协整关系；黄学***等（2006）研究了人民币NDF与即期汇率的关系，采用的计量方法是在检验人民币NDF与即期汇率具有协整关系的基础上进行Granrger因果检验。主要结论为：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，表明参与1月期NDF以套期保值者为主，而1年期以投机者为主。徐剑刚等（2007）分析了人民币NDF和即期汇率之间的关系，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。
二、NDF汇率与境内即期汇率之间关系的实证检验
（一）样本数据说明与描述性统计
受数据获取限制，本文选取人民币NDF数据（12月期），数据来源为wind数据库，境内人民币即期汇率参考每日中国人民银行授权中国外汇交易中心公布的人民币兑美元即期汇率中间价，以上数据选取的时间区间为2006年1月至2012年10月，并剔除国内与海外交易市场因节假日休市时间不同导致的不匹配数据。
人民币NDF汇率和境内人民币即期汇率走势呈现以下特点：
一是NDF汇率的波动幅度要明显高于境内即期汇率。一种可能的解释是，2006年10月国家外汇管理局颁布了境内机构不能参与离岸NDF市场的禁令，部分切断了两市之间的套利机制，使得NDF汇率与国内汇率之间渐行渐远，表现出更大的波动性。
二是2008年4—12月间，NDF汇率呈现上升趋势，即人民币表现出较强的贬值预期，而同期即期汇率则仍然显示人民币有升值趋势，二者走势呈现背离态势，出现这种现象的原因与人民币汇率形成机制改革有关。
三是从长期趋势看，人民币NDF汇率与即期汇率均呈震荡下行态势，说明人民币兑美元汇率处于长期升值通道。
（二）单位根检验与协整检验
由于对两个非平稳的时间序列数据直接回归会造成“伪回归”现象，所以首先对NDF汇率和即期汇率进行单位根检验。境内即期汇率、NDF汇率的ADF统计量都大于1%的临界值，说明在1%的置信度水平下不能拒绝原假设，即即期汇率、NDF汇率两个序列是非平稳的。而对其进行一阶差分检验，其ADF统计量小于1%的临界值，说明即期汇率、NDF汇率能通过检验，其一阶差分是平稳序列。由于即期汇率、NDF汇率一阶差分满足平稳过程，可以用协整检验来测试NDF汇率与境内即期汇率之间是否存在长期均衡的关系。本文采用恩格尔——格兰杰两步法进行协整检验，本文的主要目的是检验NDF汇率对于境内即期汇率的影响， 所以设定如下回归方程：
SPOT=α+β×NDF+e （1）
我们对方程（1）进行协整检验，结果如下：
SPOT=-0.1463261689+1.054566455
×NDF （2）
（-1.717989） （85.68573）
其中，式（2）括号内数字为t检验统计量，数据显示该方程的常数项α、系数β分别在10%、1%的显著性水平下通过检验，同时该方程的F检验统计量为7342.044，R2值为0.84，说明该方程通过检验，且拟合效果较好。
再对式（2）形成的残差e进行单位根检验，采用的检验形式为（0，0，0），在5%显著性水平下检验获得通过，说明残差为平稳序列。从总体上说，在本文所观察的样本期内，NDF汇率与境内即期汇率存在长期稳定的协整关系。
（三）格兰杰因果检验
本文通过对NDF汇率与境内即期汇率之间进行格兰杰因果检验，来观察NDF汇率与境内汇率的互动影响。根据赤池信息标准和施瓦茨标准最小原则，我们确定NDF汇率与境内汇率之间的向量自回归模型中的最优滞后阶数，然后进行格兰杰因果检验。
在5%的显著性水平下，如果P值小于0.05，则说明拒绝原假设，即犯第一类错误的可能性小于5%，前者是后者的格兰杰原因；反之，则要接受原假设，前者与后者不存在格兰杰因果关系。从检验结果来看，在滞后阶数取1—3时，境内即期汇率不能说明是NDF汇率的格兰杰原因，当滞后阶数大于3时，境内即期汇率是NDF汇率的格兰杰原因，之所以即期汇率受滞后阶数影响，可能与人民币汇改在国际金融危机期间重新施行固定汇率制有关（剔除这段时间数据后，检验结果显示，人民币即期汇率与NDF汇率则表现出较强的互为格兰杰因果关系）。而无论滞后阶数如何选取，NDF汇率始终是即期汇率的格兰杰原因，说明人民币NDF汇率是人民币即期汇率较好的解释变量，人民币NDF汇率也较好地反映了人民币的升值预期。
本文实证研究结果表明，随着人民币汇率逐步向市场化迈进，人民币国内市场和国外市场的相互影响越来越强。从2006年1月开始，人民币即期汇率中间价不再参考前一交易日的收盘价，而是改由央行按照外汇市场做市商的报价加权平均得出。央行在即期汇率的形成机制上，把更多的主动权交给了市场，定价更多地反映了做市商对于人民币汇率走势的判断。在现有的外汇做市商中有很多外资银行，其中许多也同时在离岸市场从事人民币衍生品的报价。因此，在这种更为市场化的汇率形成机制下，离岸市场的预期和投资气氛或多或少地会通过做市商的报价反映到国内市场。随着市场参与主体的扩大和市场成交量的增长，国内外汇市场的流动性和定价能力相比以前有了很大的提高，且在新信息的获取上也占有时间优势，境外市场开始受到国内外汇市场价格信息的影响。
三、结束语
通过实证分析发现，近年来随着我国对外贸易的快速增长，QFII制度的引进，加上高达近3.2万亿美元的外汇储备，使得市场普遍预期人民币会持续升值。但目前这种强劲的升势未必会持续太久，因为我国经济增速仍处于下降通道，加之经济疲弱，已严重影响我国的出口。同时，我国出口中小企业毛利率本已很低，如果人民币再大幅升值，势必进一步削弱出口企业的利润空间，甚至会使一批出口企业倒闭，因此未来升值空间会比较有限。目前，我国人民币经常项目虽然完全开放，但资本项目并未完全放开，利率尚未市场化，即期外汇市场还不完善，这与外汇市场较完善地区的NDF汇率给予投资者的信号作用还存在很大的差距。因此，我国人民币NDF市场的发展还需谨慎。不过可以肯定的是，随着中国的对外开放，尤其是入世后资本市场的逐步开放，无论是国内管理者和需求者，还是国际投资者都必然会广泛地持有离岸人民币NDF合约，因为NDF合约确实是管理货币风险的有效工具。
参考文献：
①张光平，人民币衍生产品[M].中国金融出版社，2006年
②黄学***，孙文静.自由化背景下NDF市场的开放[J].国际金融研究，2007（3）
③黄学***，吴冲锋.离岸人民币非本金交割远期与境内即期汇率价格的互动[J].金融研究，2006（10）
④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）
⑤黄学***，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
⑥任兆璋，宁忠忠.人民币汇率预期与人民币NDF汇率的实证研究[J].学术研究，2005（12）：34—39
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（9）：61—68
（唐赵苾，北京人，1962年生，硕士，北京联合大学管理学院讲师。研究方向：财务管理、风险投资）
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