兜兜兜里没糖
范文一：国创在线教你抛补套利
国创在线教你抛补套利
什么是抛补套利
抛补套利是指套利者在把资金从甲地调往乙地以获取较高利息的同时，还在外汇市场上卖出远期的乙国货币以防止风险。
它是一种套利与掉期相结合的一种交易，通过这种交易既可以获得利率差额的好处，同时又可以获得较高的利息收入，但是要付出一笔掉期成本。
掉期成本年率=（升/贴水*12）/（即期汇率*远期月数）*100% 抛补套利是否可行，取决于利率差与掉期成本（年率）的比较，当掉期成本年率大于或者等于利差时，无利可图；反之小于利差时，则可以进行套利，有利可图。
抛补套利的例子
例如，假定瑞士市场存款利率年息8%，英国市场利率年息为13%，￡1= SF2.5。10万瑞士法郎在瑞士银行存3个月，到期利息为：100000*8%*3/12= SF2000。假定3个月的远期汇率为￡1= SF2.48，则掉期成本年率为：
/（2.5*3）*100%=3.2%，此时的掉期成本年率（3.2%）小于利差（5%），有利可图。
1、掉期成本
?
? 买入40000￡现汇 2.5 付出100000 SF 卖出40000￡期汇 2.48 收入99200 SF
2、多得利息：800 SF
?
? 存放在英国3个月所得利息：40000*13%*3/12*2.48=SF3224 存放在瑞士3个月所得利息：100000*8%*3/12=SF2000
多得利息为1224SF
3、净收入：净收入=多得利息-掉期成本=1224-800=424SF 相关条目
? 不抛补套利
范文二：非抛补利率平价之谜[权威精品]
非抛补利率平价之谜-权威精品
本文档格式为WORD,感谢你的阅读。
最新最全的 学术论文 期刊文献 年终总结 年终报告 工作总结 个人总结 述职报告 实习报告 单位总结
摘要:非抛补利率平价之谜的传统检验模型忽视了远期汇率变化和利率差这两项，而基于抛补利率平价公式推导出的扩展检验模型则表明应包括这两项。经传统检验模型和扩展检验模型进行的实证检验表明，发达经济体和新兴经济体的回归系数都介于0到1之间;非抛补利率平价主要在发达经济体成立，而在新兴经济体不成立。扩展检验模型要优于传统检验模型，部分发达经济体基于传统检验模型的非抛补利率平价不成立，但基于扩展检验模型的非抛补利率平价成立，表明已有文献中一些发达经济体非抛补利率平价不成立的原因可能是传统检验模型本身所导致的。
关键词:非抛补利率平价之谜;抛补利率平价;远期溢价
阅读相关文档:上海慈慧公益基金会 民间公益的力量 阮延俊 做古琴的越南人 李康胜 文艺咖的电影梦 2013年度TA青年领袖评选系列报道之五付晖 运筹帷幄 决胜千里 阿申 湖北省音乐家协会会员,《阿申爱乐》节目主持人 2013年度TA青年领袖评选系列报道之四李儒雄 “天使” 再创业 胡榴明 胡榴明 武汉作家,城市建筑研究专家 徐彦 《TA生活家》资深编辑 外资异质、吸收能力与创新绩效 企业社会资本能否改善技术创新绩效 强化现金分红政策是在迎合投资者么 内外部经济失衡下我国税制改革取向 差压变送器在应用中的故障调试 我国税收调节贫富差距的效果为何不够理想 东电B还隐瞒了什么 揭
最新最全【学术论文】【总结报告】 【演讲致辞】【领导讲话】 【心得体会】 【党建材料】 【常用范文】【分析报告】 【应用文档】 免费阅读下载 *本文收集于因特网，所有权为原作者所有。若侵犯了您的权益，请留言。我将尽快处理，多谢。*
范文三：抛补和非抛补利率平价解释利率成因(通俗易懂解释)
抛补和非抛补利率平价解释利率成因
悬赏分：25 - 解决时间：2009-6-27 12:43
我可以这样理解的
1.抛补利率平价中，投资者在追逐国外高利率的同时，通过进行抛补，也就是购买远期合约来减少风险，对外币的需求增加，而使即期外币升值，远期贬值，投资外币的收益反而变小.汇率的变动抵消了利率差异。
那么“平价”是不是就指远期汇率的差价和利率的差价相等？
2.非抛补利率平价解释的是投资者预期和汇率变动的关系，解释的过程和抛补利率平价很像，两者到底有什么区别？为什么可以统一起来？
请高人解答！！
问题补充：
请您尽量解释得通俗一点，有额外加分！！
3.为什么非抛补利率平价中Ef-f可以看成是对风险补贴的衡量？
提问者： joyfulday - 四级
最佳答案
中国搞经济学的就喜欢把事情搞得很复杂，学生学了半天就知道一大堆的名词。
我举个例子。
1、假如现在人民币1年利率5%，美元1年利率是10%，在资本可以正常流动的情况下，鬼才愿意去持有人民币1年存款，我正好手头有笔闲钱，所以我考虑存美元存款，但是我有个担心，万一他奶奶的1年过后美元贬值怎么办？所以我想在远期外汇市场上锁定1年后的美元对人民币的汇率。如果这时你发现1年美元对人民币汇率的贴水是2%，你一定非常兴奋，因为2%
2、老子不信邪，我不愿意花钱在远期合约上避险，那我就非抛补。这种情况下远期汇率的升贴水对我没什么影响了，决定我命运的是赤裸裸的汇率变化。1年后美元对人民币只要不贬值超过5%我就有赚了，如果贬值等于5%，，我就打平，如果贬值超过5%，我也只能认了。所以这种情况下，当初存美元还是人民币的决定取决于我对汇率的预期。
3、抛补以及不抛补的区别就是这个，但是他们的共同点就是资本流动都是取决于两种货币存款未来的收益率。只是收益率的计算方法不同，一种按照汇率升贴水来算、一种按照汇率来算。有收益率的不同，就有资本的流动，直到这种货币未来收益率的差别消失。就是所谓的平价了。当然政府可以霸道一点，老子收益率低，但是实行资本管制，国内的钱不准出去，或者我这边收益率高，但是国外的资金不能进来，这就是另一回事了。金融危机时就经常看到临时的资本管制。
4、在非抛补过程中，考虑的是汇率变化。那么我是存1年还是存3年呢？那么我就要考虑1年的汇率和3年后的汇率变化了。如果我一次性存3年，和我存一年取出来再存一年然后取出来再存一年直到3年的收益率相等，那么我相信大家都愿意一年一年存，因为3年的风险肯定比一年大。所以3年的收益率一定要比一年的收益率高就是这个道理。多出来的就是风险的补贴。远期汇率也是收益率的组成部分，所以也有个风险补贴的过程。
77
回答者：
范文四：【doc】人民币汇率指向非抛补利率平价的非线性均值复归特性
人民币汇率指向非抛补利率平价的非线性
均值复归特性
20ll(1)陕西农业科学
人民币汇率指向非抛补利率平价的非线性均值复归特性
徐慧娟,程
(1_上海交通大学安泰经济与管理学院,上海200030;2. 默.
华东师范大学金融与统计学院,上海2002~1J)
摘要:基于非抛补的利率平价学说.运用ESTAR模型采用2005年7月以来人民币对美元汇率的高频教据
分析人民币时美元汇率偏离非抛补利率平价模型的特性.检验结果表明呈现出明显的非线性特征.ESTAR
对偏离的拟合程度较好.利率平价理论在外;12交易实务中是适用的.随着汇改深入,汇率波动弹性增强.偏
离均衡值后的复归转换速度越来越?陕.非线性数据生成预测表明汇率向利率平价转移的趋势.长期偏离保持
并收敛在2.9‰.
关键词:人民币汇率;UIRP.ESrAR;非线性均值复归
利率平价模型是否有效,一直存在争议.经
济学家在检验方法上不断采用新的复杂的计量技
术,如协整技术,时变参数时间序列,平滑转换自
回归模型(STAR),动态对数平滑转换自同归模
型(ISI'R)等.
2005年7月21日人民币利率改革以来,给
予了人民币汇率更大的波动幅度,以及更加灵活
的调整形式,研究汇改革的汇率波动特征对于
外汇交易和改革制度具有十分重要的价值.
1研究方法与模型
以利率平价为基础的汇率决定模型的研究通 常有三种方法:?利差法?抛补利率平价法 (CoveredInterestRateParity,CIRP)?非抛补 的利率平价法(UncoveredlnterestRateParity,
UIRP).UIRP是对实际交易有更好的拟合.笔 者选取UIRP做为检验人民币汇率的理论基础. 检验URIP的方程为:
(S件/s)===d+(1+)/(1十)]+,(1) 当8—1,着性成立时,表示汇率符合UIRP理 论.如果显着性不成立,则将上式变形为: (S+I/s)一(1+)/(1+.)一(2)
格兰杰((}ranger)和特拉斯弗塔(Terasvirta) l994,提出了SFAR平滑转换白回归模型,能够 模拟X.为平稳过程,利率平价呈现出均值复归特 性这种特性.假定x服从STAR过程:
一..+7_2a,z十(a十?az),1,l
×G(,;y,)+,(3)
(X.)是平稳过程,,.服从独立同分布(O,6),C- (X.一d;7,)为转换函数.SrrAR模型中经转换 方式有两种:E—S2AR指数馍型币?I一S17\R 辑模型,两者不同之处在于转换函.E—SFAR模 型能够更好的模拟不同方向的偏离会引起同等的 套利机会的特性.E—STAR的转换函数为(; (X.一d;,c)一l—exp{一丫(X—J—a).}. 对Xt的非线性均值复归特性的检验:
当转换系数=0时,E—STAR就变为了线 性,当?0,STAR为非线性模型.
非线性特征主要体现在转换函数中.恪羔杰 和特拉斯弗塔根据E一$2I,AR转换数采用泰 展开模型如下:
—
z一+?,十JL『Irr.,十,)+,J一I
(4)
非线性检验相当于检验原假没:I{一
一0(j—l,2,…,q),若在给定置信水下拒绝原 假没,则存在非线性.
2数据选择和处理
采用人民币/美元之川的汇牢米拊述人币 汇率的波动特征.采用的样本从2005年7月21 日至2009年3月31口之,共828个数据.Il_I 汇率交易数据来源FederalReserveEconomic
data汇率收盘价格.在我国利率尚未市场化. 行问债券回购市场参与者众多.选收丫7cl银行 问债券回购利率(R0O7)代表本国利率,数据来源 锐思数据库.美罔錾准利牢选择是一闱美元II BOR,米源英罔银行协会网站.
3实证检验结果与分析
3.1对利率平价模型(1)检验结果
表l的结果显示在5的置信水平下,8一l 收稿日期:20】0—08—26
作者简介:徐慧娟(1985一).女,..f海交通大学安泰经济与管理学院硕士研究生,方
向:金融学.
?l74?陕西农业科学2011(1)
显着性不成立,表明直接采用利率平价用于检验人民币汇率效果不好.
表1利率平价模型回归结果
3.2序列Xt平稳性检验
为了检验STAR模型的适用性,在2005年7 序列进行单位根检验.采用ADF单位根检验方 法,滞后阶数参考SIC信息准则,以判断时间序 月21日一2009年3月31日的样本区间内对X列的平稳性.检验结果见表2.
表2序列X平稳性检验
在表2中取5显着性的临界值,分别计算 了ADF统计量.检验结果表明,在5的置信水 平下都拒绝了序列不平稳的原假设.利率平价偏 离序列Xt不存在单位根的假设.即Xt为平稳 序列,满足STAR模型假设的条件要求. 3.3q值的选取
模型中回归阶数q值根据偏相关函数选择. 时问序列Xt的偏向性检验结果如表3: 表3时间序列X的偏向性检验
徐慧娟等:人民币汇率指向非抛补利率平价的非线性均值复归特性
从表3中的结果来看,确定:2005年7月21 日一2009年3月21日区间,2005年7月21日一 2008年7月20日区间,2008年7月21日一2009 年3月31日的滞后阶数都取2.
3.4非线性检验及d值确定
通过计算公式(4)来确定d值,考虑d一1,2, 3三种情况,分别计算非线性检验的F一统计值 及相应的P值,根据对应于最小P值(或者最大 的F值)选取d值,当P在给定精确度下显示结 果相同的时候,选取AIC信息准则最小值对应的 d值.检验结果如表4:
表4非线性检验结果
从检验结果来看,2005年7月21日一2009 年3月21日区间,在5的显着水平下都拒绝了
为线性的原假设;d值选取1,此时AIC最小,同 时F值最大;2005年7月21日至2008年7月2O 日区间,在5的显着水平下都拒绝了为线性的 原假设;d值选取1,此时AlC最小,同时F值也 最大;都拒绝了为显性;2008年7月21日一2009 年3月31日,d值选取2,此时AIC最小,同时F 值最大;当d一2时,在5的显着水平下拒绝了 为线性的原假设.说明偏离利率平价值序列存在 非线性特征.
3.5非线性模型实证结果分析
非线性模型(3)的回归结果如表5:
表5非线性模型(3)的回归结果
模型回归拟合程度都比较好.三个阶段模型 对Xt的解释程度分别为:89.79/6,84.9%, 62.8.
三阶段转换函数依次如下:
G1—1一exp{一3591.598(X一1—0.016)) G2一I—exp{一4828.5(X一1—0.001).} G3—1一exp{一28630(X一2+O.005).) 转换走势结果如图1所示:
陕西农业科学
+G1+G2甘G3
图1转换走势结果
从图1中可以看出转换速度最快的是G3,是采用非线性数据生成过程,对未来1年
人民
G2的5.9倍速度.我国汇改3年后,汇率波动弹币汇率偏离利率平价进行预测.下图
显示了利用
性有明显改善.2005年7月至2009年3月的模型. -
0.15%
-
0.20%
-
0.25%
-
0.30%
-
0.35%
-
0.40%
-
0.45%
图2人民币汇翠偏离利军平价僵
上图中显示的结果,表明人民币对美元汇率垒士
的偏离利率平价值,初始偏离0.4,然后迅速复参考又献:
归收敛到偏离0.292%附近,保持了一定的稳定
[1]GeorgeKapetaniosa,YongcheolShinb?Andy 性,并没有迅速复归到零,这主要是由于交易成本
Snellb?Festingforaunitrootinthenonlinear 造成的.STARframework[J].Journal.fEconomei? 2003:359—379.
4结论[2]TimoTerasvim.Specificarion.Estimarion,and EvaluaionofSmoothTransitionAutoregressive 在研究样本区间,人民币对美元汇率呈现出M.d.l[J].j.1theA..iStatistical
明显的非线性特征.人民币汇率偏离均衡值后迅Association,1994,(89):208—2l8. 速复归,并且复归速度越来越快.汇率波动的弹[3]赵华.
人民币汇率与利率之闻的价格和波动溢出效
性增强,汇率改革成果显着.应研究[J].北京:金融研究,2007,(3):4149. 笔者的预测过程主要是基于ESTAR模型的[4]刘柏,赵振全.基于STAR模型的中
国实际汇率非
数据非线性生成过程的体现,表明了汇率向利率线性态势预测[j].北京:数量经济技术经济研
平价转移的趋势.预测结果显示人民币对美元汇究?2008?(6):3-11? 率的偏离值,未来保持在2.9‰附近,呈现出一定[5]唐国兴,徐剑刚?现代汇率理论及模型研究[M].北
的审忡京:中国金融出版社,2003?
218642O
10OO0
范文五：人民币非抛补利率平价为什么不成立_对4个假说的检验_肖立晟
《管理世界》(月刊)
人民币非抛补利率平价为什么
*
不成立：对4个假说的检验
□肖立晟
刘永余
摘要：本文采用市场调查的汇率预期数据，运用非线性时变平滑转换模型验证了“风险溢价”、“交易成本”、“外汇市场干预”和“套利受限”4种非抛补利率平价不成立假说。结果表明，交易成本会改变汇率对利差的反应方向，在交易成本较低的区制，人民币非抛补利率平价倾向于成立。时变的风险溢价对人民币非抛补利率平价系数的偏离并没有显著影响。央行的外汇市场干预和跨境套利收益变化会改变人民币对利差的响应时间和程度，导致非抛补利率平价系数的偏离更加严重。总体上，人民币非抛补利率平价并不成立，而且近期偏离程度越来越高。这意味中国的资本账户开放政策，与以中间价为基础的人民币汇率形成机制，在短期正面临越来越突出的矛盾。
关键词：非抛补利率平价
汇率预期
外汇市场干预
非线性调整
一、引言
非抛补利率平价理论（UIP）是最重要的汇率决定理论之一，检验UIP是否成立一直是国际经济学的热点问题。利率是否可以影响汇率，关键在于国际资本流动能否自由的进行跨境套利，并通过外汇市场交易改变汇率水平。2005年人民币汇改之前，由于人民币利率和汇率都缺乏弹性，资本账户存在严格管制，国内外利差对人民币汇率水平的影响非常有限，非抛补利率平价并不成立。2005年汇改以后，中国金融市场通过推进汇率形成机制、利率市场化、人民币国际化等一系列改革进程，增强了货币市场和外汇市场之间价格信号传递的有效性。政策当局和投资者开始从非抛补利率平价的角度来考察人民币汇率的波动。
一方面，人民币国际化在封闭的资本账户中打开了一个缺口，引发的跨境资本流动自由化增加了外汇市场的流动性，强化了利差对汇率的影响。另一方面，外汇市场却由于存在央行干预和中间价引导，人民币汇率缺乏足够的弹性对外汇市场的供求做出反应。在这种情况下，汇率对利差变化反应的方向和速度，都会随着人民币国际化的进展和外汇市场干预强度的变化而调整。由此引发的问题是：利差对人民币汇率的影响是线性的还是非线性的？如何揭示并刻画利差对人民币汇率的影响机制？这种影响机制给政策制定者带来何种启示？研究上述问题将有助于货币当局制定适当的货币政策，对汇率和利率市场化改革有重大的理论价值和现实意义。
相对于前人对人民币非抛补利率平价理论的研究，本文的贡献主要有以下两点。其一，首次采用市场调查数据作为人民币汇率的预测数据，减少了投资者对汇率是理性预期这一前提假设。此前大多数研究均假定投资者是理性预期，直接使用人民币下一期的即期汇率作为汇率的预期值。然而，在持续的央行干预和人民币渐进升值的背景下，外汇市场的投资
*本文获得国家社科基金重大项目（14ZDA081）、国家社会科学基金重点项目（14AZD032）、教育部人文社会
科学重点研究基地重大项目（14JJD790030）、中国社会科学院创新工程项目《国际货币金融体系改革与中国的政策选择》的资助。作者感谢范小云、刘澜飚对本文的宝贵建议。文责自负。
-51-
人民币非抛补利率平价为什么不成立：对4个假说的检验中国金融·财政论坛
者在一定程度上表现出了适应性预期和推断预期等非理性预期特征，以市场调查数据作为预测值有助于克服这一不足。
其二，采用时变的平滑转换回归（TV-STR）模型分析了中美利差对人民币/美元汇率的非线性影响机制，考察了资本管制、央行干预、套利受限等因素对非抛补利率平价的影响，在此基础上，检验了人民币对美元的非抛补利率平价是否成立。之前的研究主要侧重于利差对汇率的线性影响，然而，汇率对利率的冲击反应，会随着市场环境的变化而改变，传统的线性回归模型无法体现这一过程中外生变量的动态变化。如图1所示，人民币汇率市场在自我完善的过程中，经历了美国次贷危机、欧债危机、人民币国际化、央行干预等冲击。这些外部冲击都有可能改变汇率对利差的调整速度甚至调整方向。基于非线性模型的经验分析可以更清晰的反映利率与汇率之间的关系，也可以更有效的验证人民币非抛补利率平价是否成立。
文章余下部分结构安排如下：第二部分是相关文献综述，第三部分是数据说明与结构断点分析，第四部分是非线性检验与回归分析，第五部分是结论与政策建议。
平价。后续研究主要侧重于验证非抛补利率平价是否成立。非抛补利率平价假定投资者风险偏好为中性，即国内外金融资产对国际投资者完全可替代。Fama（1984）认为，基于非抛补利率平价理论，远期汇率应等于未来即期汇率，但实证表明二者有时会呈负向关系，他把这种现象称为所谓的“远期汇率偏离之谜”。
围绕这一谜团，各国学者根据本国数据做了详细的实证分析。然而，早期的线性检验结果中，UIP回归式的斜率项估计参数均为负值，高利率国家未来货币反而升值而非贬值，“远期汇率偏离之谜”一直无法得到合理的解释（FrootandThaler，1990）。随后，有学者开始从非线性模型的视角来检验非抛补利率平价。Sarno等（2006）指出，线性模型隐含其模型残差会以固定速度调整至均衡，若模型中各变量存在非线性调整关系，那么使用线性模型将难以捕捉其动态调整行为。事实上，随着国际金融市场状态变化，投资者对利率和汇率的敏感程度并不会完全一样，这将会导致远期汇率的偏离呈现非线性特征。因此，最新的研究开始侧重于应用非线性的方法验证非抛补利率平价。研究表明，风险偏好（Sarantis，2006），套利受限（Lyons，2001）、央行干预（MarkandMoh，2007）等都会引发即期汇率变动率与利差之间存在非线性的关系。
最早的研究方向是Fama（1984）提出的“风险溢价假说”。他认为，远期汇率之所会产生偏离，是由于远期汇率中的风险溢价成分与汇率预期的协方差为负，而且时变风险溢价方差显著大于汇率预期的方差，此时利差与未来即期汇率变动呈负相关关系（Engel，1996；MeredithandChinn，1998）。Saran?tis（2006）认为，需要进一步考虑金融市场的波动性，远期汇率的偏离主要源于风险溢价的非线性变
化。Sarantis（2006）用交易货币期货合约的波动率来测度外汇市场的波动性，结果发现当交易货币期货合约的波动率较高时，汇差与利差之间的关系会进入相对不稳定的区间。
另一个研究方向是Baldwin（1990）提出的“交易成本假说”，他
图1人民币对美元汇差、
利差与远期溢价
二、文献综述
利率平价理论是最重要的汇率决定理论之一，根据对投资者风险偏好假设的差异，分为抛补利率平价和非抛补利率平价。抛补利率平价并没有限定投资者的风险偏好，Keynes（1924）和Einzig（1937）认为，远期汇率的升贴水由两国利率差异决定，高利率国家的货币的远期汇率贴水，低利率国家的货币远期汇率升水，这被称为抛补的利率平价。实证结果表明大多数国家都满足抛补的利率
认为国际资本套利的交易成本是
-52-
《管理世界》(月刊)
远期汇率偏离的主要原因。Baldwin（1990）构建了一个包含两类投资机会和风险中性投资者的两国模型，他指出，较小的交易成本就可以在两国金融资产之间构造一个磁滞区间（hysteresisband），在此区间内没有任何跨境交易发生，汇率无法对利差的变化做出反应，只有利差的变化超过了这一区间，才会引发汇率变动。Kyle（1985）认为，噪音交易者（noisetrades）的非理性行为会使非抛补利率平价向上和向下偏离，偏离的界限来自于市场交易摩擦（marketfrictions），当偏离值足够大时，套利交易者会进入市场，降低汇率偏离程度，从而引发汇率的非线性变化。此后，由于发达国家普遍放开了资本管制，关于跨境交易成本的研究开始转向各国资产收益率的差异。
在交易成本的基础上，Lyons（2001）进一步提出了“套利受限假说”。他认为正是因为外汇市场投资者收益率的差异导致远期汇率出现了长期偏离。国际套利交易者在进入外汇市场之前，会衡量不同投资工具的收益率，如果进行非抛补套利获得的收益低于其他投资机会，投资者将不会对远期汇率偏离的现象产生兴趣。他认为，正是因为外汇市场上远期汇率偏离的夏普比率（Sharpratio，收益与风险之比）相对较小，“远期汇率偏离之谜”才会长期显著存在。Sarno等（2006）在此基础上建立非线性的平滑转换模型验证了套利受限假说，证实当非抛补套利的夏普比率较高时，并不会出现远期汇率偏离，而且较大的偏离现象都会逐步自我修正，较小的偏离则会长期存在。根据这一理论，非抛补套利的夏普比率绝对值高低可以用来构造吸引投资者进入套利交易的区间。Hochradl和Wagner（2010）通过实证研究表明，非抛补套利的夏普比率显著高于S&P500指数和MSCI指数，有限套利是潜在的解释因素。
第三个研究方向是从外汇市场交易主体有限参与（limitedparticipation）的角度切入。Froot和Thaler（1990）认为外汇市场参与者对资产调整速度不是完全理性，至少一部分投资者对利差变动的反应较为缓慢，这可能是由于投资者需要一些时间在执行交易前进行思考，无法快速对信息做出反应；或者是“中央银行”的“逆风而行”的政策行为减弱缓慢是远期汇率偏离的主要原因。假定投资者并
了利率上升对汇率变动的影响。Bacchetta和Win?coop（2010）构造了一个两国一般均衡模型，分析了投资者资产配置调整频率较低（infrequentportfoliodecision）对远期汇率溢价的影响，研究结果表明虽这一现象会逐渐消失。这是因为短期内投资者并没有充分调整资产配置，利率上升的同时汇率也会随之上升。
在Froot和Thaler（1990）的研究基础上，McCal?lum（1994）提出了“央行干预假说”。他们认为货币当局干预效果的非对称性是远期汇率偏离的主要原因。McCallum（1994）指出，若一国货币当局作为外汇市场重要参与者，进入外汇市场干预的目的是平滑汇率或利率的变动速度，汇率与基本面的关系将会受到影响，货币面的冲击会造成远期汇率持续偏离。当政策干预对市场的影响是渐进性过程时，UIP模型中估计的参数可能也是呈现渐进式变动，线性模型的估计方法忽略了政策干预对参数的影响，估计结果会出现参数不一致的问题。Mark和Moh（2007）建立了内嵌央行干预的非线性函数，以动差模拟法（simulatedmethodofmoments）检验了德表明，对于德国马克而言，远期汇率的偏离只存在于外汇市场干预期间，对日元而言，远期汇率的偏离同时存在于干预和非干预期间，但是在干预期间，远期汇率的偏离估计系数为负，且更加显著。这表明，央行的外汇市场干预至少是改变非抛补利率平价的一个因素。
近年来，伴随数据可得性和实证方法改善，国际学者对于非抛补利率平价的研究进一步深化。首先，针对非抛补利率平价实证的非线性检验方法逐步完善，Alper等（2009）强调结构突变对于非抛补利率平价检验的影响，Lothian和Wu（2011）通过分样本和滚动回归检验UIP回归式中系数的时变特征，Sarno等（2006）采用指数平滑转换模型（ESTR）检验了“套利受限”假说，Baillie和Chang（2011）采用对数平滑转换模型（LSTR）检验了不同交易策略对于非抛补利率平价的非线性影响。其次，针对非抛补利率平价理论的期限结构进行研究，Chinn和Meredith（2004）、Boudoukh等（2013）指出，非抛补利率平价在长期中相对成立，而在短期不成立。Ch?国马克、日元与美元之间的非抛补利率平价。研究
然短期内存在“远期汇率溢价之谜”，但是在长期内
-53-
人民币非抛补利率平价为什么不成立：对4个假说的检验中国金融·财政论坛
aboud和Wright（2005）则通过隔夜数据表明UIP在超短期中成立。Ding和To（2010）发现“远期汇率溢价之谜”在中期最为显著，而在超短期和长期则不明显。再次，针对非抛补利率平价理论的国别差异进行研究，Frankel和Poonawala（2010）、Alper等（2009）等均指出，相比发达国家，新兴市场国家的远期汇率偏离程度更小。Tanamee（2014）指出，由于通胀水平差异，名义远期汇率偏离在发达国家比较明显，实际远期汇率偏离则在两类国家基本相同。
国内大多数的研究成果认为，由于金融管制、交易成本等多种原因，中国不存在利率平价理论的前提条件。其中，张萍（1996）通过纳入交易成本因素对利率平价模型进行修正，并对利率平价的“中性区间”进行定性分析。易纲和范敏（1997）提出，汇率变动应该等于两国利率之差加一个摩擦系数，而这个摩擦系数就是由于体制等原因产生的。薛宏立（2002）则在利率平价模型修正过程中同时强调了交易成本和制度摩擦系数的影响。在实证方面，崔明超和黄运成（2008）通过格兰杰检验和协整检验对人民币利率平价进行验证，结果表明人民币抛补利率平价在长期成立，而非抛补利率平价不能成立，但是未进行归因分析。金中夏和陈浩（2012）通过VAR模型实证表明，人民币利率平价并不体现在汇率变动，而是由于外汇干预影响体现在外汇储备积累的变动。潘锡泉（2013）则通过分阶段的协整检验表明，考虑交易成本因素的人民币非抛补利率平价在长期成立。综上，现有对于人民币非抛补利率平价的研究多是定性和简单定量分析，缺乏对于人民币“远期汇率溢价之谜”的全面检验，未能刻画出多种因素影响下人民币利率和汇率之间的非线性联动特征。
如果利差对人民币汇率影响的动态过程中存在结构性变化与非线性这两种特征，那么孤立地考察利差的作用将不能很好地揭示利率与汇率之间的联动机制。最佳的方式是通过样本数据来内生地判定利差对汇率的影响机制中是否同时存在结构性变化与非线性这两种特征，或者只存在其中一种特征，或者两种特征都不存在，这样就能避免模型的误设问题。Lundbergh等（2003）提出的时变平滑转换回归（TV-STR）模型能够很好地用来解决上
述问题。该模型不仅能同时考察经济变量的结构性变化与非线性调整，并且能通过模型设定检验来区分这两种不同特征。另外，许多宏观经济变量的机制变化是逐步调整过程，马尔科夫机制转换以及门槛转换等均假设机制间的转换非常突然，因而不能描述机制的渐进变化过程。TV-STR模型由于能通过转换参数来控制转换速度的大小，所以不仅能够刻画较突然的机制变化，也能刻画渐进形式的机制变化。正因为TV-STR模型具有以上许多优良性质，因此被广泛用于研究经济、金融变量的运动特征，如Franses和Dijk（2005）比较了各类线性与非线性模型的预测效果，发现TV-STR模型在长期中的预测效果要优于其他模型。
鉴于此，本文通过引入TV-STR模型来考察我国汇率与利率之间的动态联系，运用资本管制、夏普比率、外汇市场干预和VIX指数作为转换变量，在统一框架下检验“风险溢价”、“交易成本”、“外汇市场干预”和“套利受限”4种人民币非抛补利率平价不成立的假说。
三、数据说明与结构断点分析
（一）样本说明与描述性分析
本文样本区间为2006年10月~2014年3月，共计90个月度样本数据。其中，汇率预期数据采用ConsensusForecast的3个月期汇率预期数据①，中国利率采用SHIBOR的3个月期利率水平②，美国利率采用LIBOR的3个月期利率水平，上述数据均来自于汤森路透数据库（Datastream）。夏普比率的构建
e
ERe，参考Sarno等（2006）的方法，即SRt=(ERt)/σ其中
ERet为人民币预期超额收益。外汇市场干预指标的构建参考Levy-Yeyati和Sturzenegger（2005）的方法，即MRt=│Rt-Rt-1│×Et-1/Bt-1，其中Rt为体现外汇干预的外汇储备③，Bt-1为基础货币，Et-1为名义汇率。目前，我国外汇交易的成本主要体现在资本管制程度，本文采用Ma和McCauley（2008）的方法测度资本管制强度，他们认为，跨境资本流动越便利，那么离岸和在岸之间的利差应该越小。本文采用人民币3个月在岸利率与香港离岸市场上人民币3个月隐含利率之差测度资本管制，即CCt=rt-r*t，该指标越小代表资本管制程度越低。
表1的数据分析表明，人民币名义汇率Et及其
-54-
《管理世界》(月刊)
预期值E（Et）分布基本相似，中美利差数据ΔRt由于危机中美国利率的迅速调整具有明显的左偏分布。外汇干预指标MRt呈现明显的右偏分布和厚尾特征，外汇干预指标在多数时期处于均值附近的较低程度，但少数时期存在较大的异常值使其分布明显右偏。夏普比率SRt由于受到套利因素影响其峰度和右偏性均相对较低，而波动率指数VIXt则因其外生性致使右偏性和厚尾情况较为显著。资本管制指标CCt基本近似于正态分布特征，具有明显对称分布状态。
（二）基本回归模型
目前，关于“远期汇率偏离之谜”实证文献的主要思路有两种，其一是以Fama（1984）等为代表的间接法，通过远期汇率与即期汇率之差（ft-st）作为解释变量进行分析；其二是直接法，直接通过两国实际利差（it-i*t）作为解释变量进行分析。间接法的优势在于数据可得性，但是间接法是基于抛补利率平价（CIP）和非抛补利率平价（UIP）的联合检验，无法真正判断远期汇率的偏离是源于UIP偏离还是CIP偏离。直接法通过实际利差作为解释变量能够克服上述联合检验的限制。此外，根据Marey（2004）的研究，非理性的汇率预期范式将对非抛补利率平价理论中的回归系数产生决定性影响。因此，本文选取中美利差作为模型的解释变量，同时采用Con?sensusForecast的调查数据作为汇率变动的预期值。
ΔE(et+1)=α+β(it-i*t)
种外生变量都会导致汇率与利差之间产生非线性关系。参考Baillie和Kilic（2006）的回归方法，本节采用门槛回归模型初步考察人民币利率与汇率之间的非线性特征，分析的非线性因素包括外汇干预、夏普比率、VIX指数和资本管制4个变量。模型的具体设定如下：
ΔE(et+1)=α+β1Δr1+β2Δr2+β3Δr3
（2）
一个区间、第二个区间和第三个区间时取值为利差
其中，Δr1、Δr2和Δr3分别在上述4个变量属于第
Δr，否则为零。首先对（2）式采用Hansen（2000）方外汇干预指标MRt、夏普比率SRt、波动率指数VIXt和资本管制CCt被划分为3个区间，其中MRt的两个
法进行门槛回归检验，结果如表2。检验结果表明，
门槛为0.0126和0.039，SRt的两个门槛为0和1.86，VIXt的两个门槛分别为15和19，CCt的两个门槛为0.002和0.013。
根据模型估计，表3的第2列结果表明伴随外汇
干预指数上升，利率对于汇率预期的影响系数逐步降低，而且在干预程度高于0.039的区间内该影响不再显著。第3列结果表明，夏普比率所代表的超额收益增加能够显著提高利率与汇率的联动关系，尤其当夏普比率绝对值大于1.86时回归系数接近于1。第4列结果表明，伴随VIX指数的上升，利率对时作用不再显著，当VIX指数低于15时该系数接近于理论值。第5列的结果表明，伴随资本管制水平的上升，利率与汇率之间的关联机制迅速降低。
通过对线性回归模型的非线性调整，结果表明人民币利率和汇率预期之间存在显著的非线性特
表2门槛回归检验结果
变量
ΔrΔr1
于汇率预期的影响系数逐步降低，当其系数高于19
（1）
模型（1）的分析结果如表3的第1列所示，在2006年10月~2014年3月期间，人民币汇率预期与利差间的回归系数为0.432，在整个样本区间，中美利差扩大将会导致人民币汇率的预期贬值。尽管这一结果相对接近非抛补利率平价的理论值，但是该模型并没有考虑到内生性和非线性问题，而且模型的可决系数仅为0.08，结果的稳健性存疑。
事实上，风险偏好（Sarantis，2006），套利受限（Lyons，2001）、央行干预（MarkandMoh，2007）等多
变量
均值标准差偏度峰度最小值最大值
tttttttt
t
t
t
表3基本模型估计
表1描述性分析
Δr2
Δr3
C
注：*、**和***分别表示1%、5%和10%的显著性，括号内为估计参数的t统计量。
-55-
人民币非抛补利率平价为什么不成立：对4个假说的检验中国金融·财政论坛
征。此外，表3的结果表明资本管制水平对于利率与汇率关系的影响似乎最为重要。虽然门槛式的回归能够一定程度提高模型可决系数，但是由于其间断的机制转换方式无法捕捉外汇市场中连续反应，因此模型的准确性仍有待提高。
关于TV-STR模型的建模，Lundbergh等（2003）提出“SpecialtoGeneral”和“SpecialtoGeneraltoSpecial”两种方法。“SpecialtoGeneral”的建模方法是指首先通过分别检验模型的时变性（TV-R）和非线性（STR），从而进行判断TV-STR模型的适用性。“SpecialtoGeneraltoSpecial”的建模方法则是首先通过同时检验模型的时变性（TV-R）和非线性（STR），在此基础上进行分别检验，最终判断TV-STR模型的适用性。目前，“SpecialtoGeneral”方法存在两方面的问题，首先其估计过程低效，其次估STR）。因此，基于“SpecialtoGeneral”方法仍然存在较多争议，本文采取“SpecialtoGeneraltoSpe?cial”方法。该方法的具体步骤如下：首先，直接通检验最早由Luukkonen等（1988）提出，通过对模型转换函数进行一阶泰勒展开式④进行检验以避免模型中相关参数无法定义的问题。其次，如果上述线性原假设被拒绝，继续进行LM子检验。子检验将验证STR或者TV-R是否足以解释模型，验证TV-STR模型的必要性；最后，根据上述检验结果，选择合适的模型进行模型估计和预测。
根据Ter?svirta（1994）的研究建议，本文模型的检验和估计过程中将转换变量进行了标准化调整，
（5）
避免建模过程中参数无法收敛、收敛非常慢以及过度估计等异常问题。表4的检验结果表明，人民币利率和汇率预期存在显著的时变性，而且同时存在以外汇干预、夏普比率、VIX波动指数和资本管制为转换变量的非线性特征。
对于时变平滑转换模型转化机制的检验，Luuk?konen等（1988）指出可以通过对转换变量附近进行三阶泰勒公式展开的辅助回归式⑤进行检验。根据表4的检验结果，本文结构性转换变量时间t具有较强的显著性，其转换机制为LSTR1的非对称性平滑转换。此外，本文非线性转换变量中，MRt、SRt、VIXt
表4TV-STR非线性检验
转换变量MRtSRtVIXtCCt
四、非抛补利率平价非线性
检验与回归分析
基于门槛回归模型的实证结论，人民币利率与汇率预期之间存在明显的非线性变化机制。但是，Lucas（1976）指出固定参数的经济计量分析未能充分考虑公众预期及其行为变动的影响，无法体现系数的时变性。因此，基于时变性和非线性特征的实证检验对于考察人民币利率与汇率关系显得非常必要。时变平滑转换模型（TV-STR）是由Lund?bergh等（2003）通过组合Ter?svirta（1994）提出的平的时变回归（TV-R）模型而产生，该模型能够通过同时考察模型的时变性和非线性两种特征，有效提高模型估计的准确性和有效性。STR模型、TV-R模型和TV-STR模型的基本形式分别如下：
ΔE(et+1)=?′0Xt+θ′0XtG(γ,c,zt)+μtΔE(et+1)=?′0Xt+?′1XtG(γt,ct,t)+μtΔE(et+1)=?′0Xt+θ′0XtG(zt)+[?′1Xt+θ′1XtG(zt)]G1(t)+μt
计的最终结果依赖于其估计的路径（TV-R或者
过LM检验模型是否存在TV-STR的非线性形式，该
滑转换模型（STR）及Lin和Ter?svirta（1994）所提出
（3）（4）
上述模型的解释变量为Xt=（1，Δrt）'，估计系数?i和θi均为二维列向量。其中，STR模型中的非线性转换函数G（γ，c，zt）以资本管制、夏普比率和央行干预等指标作为转换变量来刻画利率与汇率关联机制的非线性特征。TV-R模型中结构性转换函数G（γt，ct，t）则是以时间变量为转换变量来刻画利率与汇率关联机制的时变结构性特征，TV-STR模型则通过同时引入G（γ，c，zt）和G（γt，ct，t）两个转换函数估计模型结构性与非线性特征。转换函数的基
G(γ,c,z)=(1+exp{-γ∏(zt-c)})-1，本设定形式为其中
K
变量K表明函数的具体转换特征，变量γ体现机制转换的速度，变量c体现机制转换的阈值。当K=1时，平滑转换函数为LSTR1形式，该转换形式为存在一个转换阈值的非对称型函数。当K=2时，平滑转换函数为LSTR2形式，该形式为存在两个转换阈值的对称型函数。
k=1
检验
00
模型选择-56-
《管理世界》(月刊)
和CCt同样具有LSTR1的非对称性平滑转换特征。而且，根据模型检验结果，资本管制的非线性作用效果最为明显，这一点与线性基本模型的结论一致。
表5模型平滑转换机制检验
转换变量
tttt变量MRtSRtVIXtCCt
由于模型中可能存在多个时间节点或者结构节点的转换，采用单一机制的TV-STR模型可能无法捕捉模型的全部信息，导致模型估计仍然存在剩余非线性问题。因此，本文通过参照Eitrheim和Ter?svirta（1996）所提出的剩余非线性检验方法，对单一机制
模型TV-STR进行进一步检验。模型检验的结果如表6所示，外汇干预指标、夏普比率和VIX指数的非线性模型均存在2个时间节点和1个结构节点，而资本管制CCt的非线性模型则只存在1个时间节点和1个结构节点。
根据模型检验，本文实证模型中以资本管制水平CCt构建的模型为单一机制TV-STR模型，外汇干预、夏普比率和VIX指数为转换变量所构建的模型则为两个时间节点的多机制TV-STR模型，其模型设定如下：
Δet=?′0Xt+θ′0XtG(zt)+?′1Xt+θ′1XtG(zt)G1(t)+?′2Xt+θ′2XtG(zt)G2(t)+μt
表6剩余非线性检验
变量
模型选择TV2-STRTV2-STRTV2-STRTV1-STR
TV2-R
?01
?02
θ01
θ02
?11
?12
θ11
θ12
?21
?22
θ21
θ22
γz
cz
γ1t
c1t
γ2t
c2t
注：*、**和***分别表示1%、5%和10%的显著性，括号内为估计参数的t统计量。表中第1列为TVR模型，表中第2~5列依次是以外汇干预、VIX波动指数、夏普比率和资本管制为转换变量所构建TV-STR模型。
表7非线性模型估计
[]
[]
（6）
其中，非线性转换函数为G（γ，c，zt），结构性转换函数分别为G（ct，t）和G（ct，t）。1γt，2γt，
根据表7的实证结果分析，本文模型存在显著的
结构性特征。其中，表中前4列所估计的模型时变阈值均具有较高的显著性，且阈值估计值均为0.26和0.80，其对应的时间节点分别为2008年8月和2012年9月。根据表7中第1列时变回归（TV-R）模型估计，图2分别描述了人民币利率与汇率结构性转换的特征和模型拟合效果。结果表明，利率与汇率间的关联机制在2008年8月金融危机爆发前后产生相对平滑的变化过程，而在2012年9月存在迅速的结构突变，上述结构变化同样在图2的右侧得到了验证。此外，根据表中第5列结果显示，以资本管制为转换变量的模型中仅仅存在2008年8月一个结构性转换。因此，本文结合资本管制指标分析认为，模型中2012年9月前后的结构突变很大程度是由于人民币资本管制水平在此期间迅速降低所导致的。
通过对TV-R模型的拟合效果分析，结构性特征有效地提高了模型的估计效果（调整R2增加为0.7752），然而，汇率预期在拟合过程中变得相对平缓，无法解释实际汇率预期过程中存在的频繁波动情况。通过表6中第2~5列的结果分析表明，外汇干预、VIX波动指数、夏普比率和资本管制通过对利率与汇率预期关联的非线性调整，在不同程度提高了模型的估计效果。其中，资本管制水平的变动导致利率与汇率间的关联机制具有平滑转换的非线性特征，其他转换变量则对其产生
-57-
人民币非抛补利率平价为什么不成立：对4个假说的检验中国金融·财政论坛
门槛式非线性特征。此外，根据模型估计结果，本文选取不同区间的最优模型并在图4中予以阴影标注，选择的首要标准为模型残差最小化，其次最优模型相对于时变回归（TV-R）模型应能够显著提高对于汇率预期波动的拟合效果。结果表明，2008年8月危机之前资本管制和VIX波动指数对于模型非线性调整具有更好的解释力，而在2008年8月~2012年9月间VIX波动指数和外汇干预的影响则更为明显，2009年之后夏普比率和资本管制的非线性影响较为显著。
根据本文的实证，表8列示了模型中汇率与利率之间的结构性变化与非线性关系。其中，第1列依次表示所估计的模型，即时变模型（TVR）和4个不同转换变量的时变平滑转换模型（TV-STR）。第2列为不同模型中转换变量的阈值，剩余6列分别表示不同结构性时间阶段中利率与汇率之间的截距项（α）和回归系数（β）。
第2行是单独以时间作为转换变量的时变回归模型（即（4）式）的估计结果，分为3个时间阶段。在第一阶段，2006年10月~2008年8月，利差对汇率
图2模型结构性转换效果
图3
模型非线性转换函数
-58-
《管理世界》(月刊)
图4
模型拟合效果分析图
注：图中阴影部分标注为该时期中的最优模型选择。
预测变动的影响为-0.974，高利率货币反而会升值，非抛补利率平价并不成立，这主要是由于该期间有严格的资本管制和较高的外汇市场干预，人民币相对美元利差上升无法通过资本流动套利降低人民
模型TVR
VIX<>
TVSTR(VIX)
VIX>2.061
时期变量
TVSTR(MR)
MR<0.955mr>0.955
SR<>
币升值预期。在第二个阶段，2008年8月~2012年9月，利差对汇率预期变动的影响上升为-0.833，这主要是因为2008年7月~2010年6月，人民币重新盯住美元，降低了人民币升值预期，同时2009年12月~2012年9月的欧债危机导致国际资本流动大幅降低，也降低了人民币升值预期。在第三个阶段，2012年9月~2014年3月，利差对汇率预期变动的影响下降至-2.407，这是因为人民币国际化政策显著降低了资本管制的程度，跨境资本的套利需求更加强烈。另一方面，人民币汇率形成机制尚不完善，在2012年4月人民币波动幅度扩大至中间价上下1%后，央行依然维持了中间价干预措施。实证结果表明，无论在哪个区间，非抛补利率平价均不成变化，仅仅依据利差与远期汇率预测值之间的负相关性的变化，不能完整的反映利差对汇率的影响。接下来继续考察以央行干预、VIX指数、夏普比率和资本管制为转换变量的非线性回归结果。
第三行是以风险波动指数（VIX指数）为转换变量的TV-STR模型的结果，一共分为3个时间阶段立。然而，在3个时间区间内，都存在外生的结构性
表8利差对汇率预期的非线性影响
--
TVSTR(SR)
注：（1）表中数字依据表6的估计按照公式（4）进行计算求得。其中，区间2006.10~2008.08时G1(t)=G2(t)=0，区间2008.08~2012.09时G1(t)=1,G2(t)=0，区间2012.09-2014.03时G1(t)=G2(t)=1。同样的，当zt?cz时G(zt)=0，当zt?cz时G(zt)=1。（2）--表示该时期不存在该机制实际发生。
TVSTR(CC)
CC>0.738
CC<>
SR>1.088--
--
--
---59-
人民币非抛补利率平价为什么不成立：对4个假说的检验中国金融·财政论坛
和两个强度区制（以（6）式回归）。根据风险溢价假说，之所以未来即期汇率预期值与利差之间呈现负相关，是因为时变的风险溢价方差大于未来即期汇率预测变动值的方差，而且风险溢价与汇率的贬值预期的协方差为负数。如果风险溢价假说成立，那么，在波动率较高时期时变风险溢价波动和方差将会增加，风险溢价方差的增大进而导致利差与汇率预测值之间的负相关系数应该更低。这种现象在模型中的第三阶段比较明显，VIX波动指数增加导致利率与汇率预期的负相关性增强，而在模型的第一阶段则没有呈现上述现象。此外，在第一阶段和第三阶段的风险波动较低区制，利率与汇率预期二者为显著负相关，在第二阶段（2008年8月~2012年9月），次贷危机和欧债危机引发了全球投资者风险偏好发生急剧变化，然而此时的系数反而比第一阶段和第三阶段的波动率较低时期的系数更高，表明风险溢价对于利差系数的影响并不显著。风险溢价假说不成立。
第四行是以外汇市场干预作为转换变量的TV-STR模型的结果，一共分为3个时间阶段和两个强度区制（以6式回归）。外汇市场干预的主要作用是行干预程度较高时，汇率对利差的反应速度会更缓慢。在上表中，央行外汇市场干预强度较高的区制在3个时间段都很显著，第一阶段利差系数是-0.769，第二阶段是-1.016，第三阶段是-1.747，这反映央行入市干预降低汇率升值预期的效果越来越弱。在相同的央行干预强度下，当中美利差上升1%，人民币汇率在第三阶段会出现1.747%的升值预期，是第一阶段的2.3倍。在央行外汇市场干预阶段利差系数则达到-3.538。
从上述分析结果可以发现，在外汇市场干预程度较高和较低的两个区制中，人民币汇率均存在较高的远期偏离，非抛补利率平价不成立。这其中有两个主要原因，其一是央行的数量型干预扭曲了外汇市场，其二是央行以中间价为指导的价格型干预降低了汇率形成机制的弹性。在2012年4月之前，央行在外汇市场主要采取数量干预政策，直接进入外汇市场购买美元降低人民币升值幅度。大规模数量干预所形成的汇率预期，难以反映市场均衡变强度较低的区制中，前两个阶段均不显著，第三个降低人民币升值幅度，根据“外汇干预假说”，在央
化，会阻塞利差向远期汇率的传递渠道。2012年4月之后，人民币波动幅度扩大至中间价上下1%。央行主要采取以中间价为指导的价格型干预措施，即控制每日的开盘中间价来维持开盘中间价的稳定，降低即期汇率的波动幅度。此后人民币汇率接近或触及上下1%浮动区间边缘的频率显著增加，显示市场供需力量没有得到完全平衡。虽然日度波动区间上升，但是汇率在更长的时间周期内（如月内、季内、年内）仍然缺乏上下波动的灵活性。在央行数量型干预和价格型干预的作用下，投资者对人民币汇率的预期并不是理性预期，更大程度上表现出适应性预期和基本面预期的特征（李晓峰和陈华，2010）。在单向适应性升值预期的引导下，非抛补利率平价不再成立，利差系数为负表明人民币的远期偏离程度较高（Engel，2013），跨境资本具有一定的套利（carrytrade）收益。
以央行外汇市场干预指标为转换变量的结果表明，外汇市场干预假说成立。在前两个时段，干预较高的区制，汇率对利差的反应均为负数；干预较低的区制，汇率对利差之间的关系则不再显著，这与Mark和Moh（2007）对日元的检验结果类似，说明央行干预的确会改变汇率对利差的反应时间和程度。值得注意的是第三阶段（2012年9月~2014年3月）。在这一时期，由于央行干预方式发生改变，在增加汇率波幅后，降低了外汇市场数量干预程度，改为采用中间价干预，所以在数量干预程度较低的区间利差系数是-3.538，反而比同期强度较高区制的利差系数（-1.747）更低。在这一阶段，央行开始扩大人民币波动幅度至中间价上下1%，转换变量中的央行干预程度较低意味央行不再频繁入市购买美元，这些操作原本应该有利于外汇市场自然出清，使汇率波动在更大程度上反映市场供需变化。然而干预强度较低区制的利差系数却更高，这表明尽管汇率波动幅度扩大了，以中间价为基础的汇率形成机制依然缺乏有效的价格发现机制，随着中间价调整滞后效应的累积，形成了持续的套利机会，加剧人民币远期汇率溢价的偏离程度。
第五行是以夏普比率（sharpratio）作为转换变量的TV-STR模型的结果，分为3个时间阶段和两个强度区制（以6式回归）。在套利收益较低的区制（夏普比率小于1.088），3个阶段的利差系数都较为
-60-
《管理世界》(月刊)
显著，前两个阶段利差的系数为-0.95，第三阶段则迅速上升至-5.842。在套利收益较高的区制（夏普比率高于1.088），第二、第三个阶段的利差系数均较为显著，分别是-0.445和-1.270。横向比较而言，套利收益较高区制的利差系数远小于同期较低区制，这符合套利受限模型中利差对汇率的非线性调整，在套利收益较高时，利差会通过跨境资本套利降低汇率的升值预期，套利收益较低时，跨境资本活跃度下降，利差对汇率的影响也随之降低。纵向比较而言，套利收益的高低并不会改变利差对汇率影响的方向，特别是在第三个阶段，非抛补利率平价严重偏离理论值，这可能是因为人民币一直处于升值通道，套利收益的变化只能影响人民币升值的幅度，但是并不足以改变人民币汇率波动的方向。
第六行是资本管制作为转换变量的TV-STR模型的结果，分为两个时间阶段和两个强度区制（以5式回归）。与央行干预转换函数相反，资本管制较宽松区制内利差的系数都较显著；资本管制较严格的区制，利差的系数都不显著。从中可以发现，在第一阶段，尽管处于资本管制较宽松的区制，利差与远期汇率预期值依然是负相关关系，这表明在此期间，资本管制对套利活动限制较多，且外汇市场干预程度较高，利率和汇率之间的关系并不显著；在第二阶段，利差与远期汇率预测值之间呈现正相关性，符合非抛补利率平价假说。当人民币利率相对美元利率上升时，人民币汇率的升值预期会相对下降。这表明随着人民币国际化程度推进，国际资本的跨境套利愈来愈频繁，利率和汇率之间的关系也越来越密切。货币当局放松资本管制后，跨境资本流动会通过套利机制降低人民币升值预期。上述结果表明，交易成本假说成立。资本管制放松会改变汇率对利差影响的方向。当资本管制程度由高变低时，汇率与利差之间的关系从负相关变成正相关。
上述非线性回归结果表明：（1）风险溢价假说不成立。在投资者风险偏好波动较剧烈的时候，汇率对利差的相关系数反而比VIX较低的其他阶段更高，这表明风险溢价并不是最重要的影响变量。（2）外汇市场干预假说成立。在干预较高的时候，汇率对利差的相关系数均为负数，干预较低的区制，汇率对利差之间的关系不显著，说明央行干预
的确会改变汇率对利差的反应速度。（3）套利受限假说成立。套利收益较高区制的利差系数远小于同期较低区制，例如，在第二阶段，套利收益较低区制内，利差变化1%，人民币可能会升值0.95%，当套利收益上升时，利差变化1%，期间跨境资本的套利使人民币却仅升值了0.445%。这符合套利受限模型中利差对汇率的非线性调整，但是外汇市场干预和套利收益的高低并不会改变利差对汇率影响的方向。（4）交易成本假说成立。资本管制放松会改变汇率对利差影响的方向。当资本管制程度由高变低时，汇率与利差之间的关系会从负相关变成正相关。
五、结论与政策启示
本文实证检验了2005年“汇改”以来人民币非抛补利率平价是否成立。针对“风险溢价”、“外汇市场干预”“套利受限”和“交易成本”四种假说，采用非线性时变系数模型（TV-STR）研究了利差对人民币汇率波动的影响机制。研究发现，在样本期间，人民币非抛补利率平价并不成立，而且人民币远期汇率偏离程度不断上升。具体而言，央行外汇市场干预和套利收益的变动改变了汇率对利差的反应速度和时间。在央行外汇市场干预程度较高和套利空间较低的区间，利差和汇率之间的负相关程度更高。在资本管制较严格的区制，利差与汇率之间没有相关性，在资本管制较宽松的区制，利差与汇率之间会出现显著的正相关，高利率货币远期会出现贬值预期。而VIX指数波动引起的风险溢价变化并不是人民币远期汇率偏离的主要原因。
从结论的政策涵义来看，资本管制是人民币非抛补利率平价成立与否的关键，央行的外汇市场干预则会影响到人民币对利差的响应时间和程度。随着中国资本账户开放度的提升，以中间价为基础的人民币汇率形成机制与跨境资本流动的套利，在短期正面临越来越突出的矛盾。不论是2012年之前央行的数量型外汇市场干预，还是此后以管理中间价为目标的价格型外汇市场干预方式，都扭曲了市场预期，不能合理地反映外汇市场供求关系变化，导致利差对汇率的影响相对有限。而且在以中间价为目标的管理方式下，外汇市场经常出现人民币汇率触及日波幅上限的情况，即期外汇市场交易
人民币非抛补利率平价为什么不成立：对4个假说的检验中国金融·财政论坛
活跃程度也因此下降，这进一步降低了人民币汇率对利差的响应速度。值得注意的是，在第三阶段2012年9月~2014年3月期间，人民币国际化进程不断上升，跨境套利愈演愈烈，利率较高的人民币相对美元的升值预期反而越强烈。这表明，在利率和人民币汇率市场化实现之前，实施资本项目的渐进式自由化，会为国际投资的套利和套汇提供巨大利润空间，而中国则将因此蒙受巨大福利损失。
（作者单位：肖立晟，中国社科院世界经济与政治研究所；刘永余，南开大学金融学院；责任编辑：蒋东生）
注释
①人民币汇率预期的ConsensusForecast数据来源于Con?sensusForecast公司。该数据是ConsensusEconomics公司对全球700多位金融机构或者高校的经济学家市场调查的统计结果。
②本文同时采用银行间同业拆借利率做了稳健性检验，结果与SHIBOR的结果基本一致。感兴趣的朋友可以发函索取结果。
③Rt=（央行对外资产-央行对外负债-政府存款）/名义汇率。
④该一阶泰勒展开检验式为ΔE（et+1）=α?Xt+β*Xtzt+π*Xtt+θ?
Xtztt+R（γ1,γ2）+εt，检验原假设依次为HTV-STR0：β*=π*=θ*=0，HSTR0:β*=θ*=0，HTV-R0:π*=θ*=0。假设依次为F：β1=β2=β3=0，F3：β3=0，F2：β2=0|β3=0，F1：β1=0|β2=β3=0。
参考文献（1）崔明超、黄运成：《人民币远期汇率定价实证分析》，《国际金融研究》，2008年第10期。
（2）金中夏、陈浩：《利率平价理论在中国的实现形式》，《金融研究》，2012年第7期。
（3）李晓峰、陈华：《交易者预期异质性、央行干预效力与人民币汇率变动——汇改后人民币汇率的形成机理研究》，《金融研究》，2010年第8期。
（4）潘锡泉：《中美利率和汇率动态效应研究：理论与实证——基于拓展的非抛补利率平价模型的研究》，《国际贸易问题》，2013年第6期。
（5）薛宏立：《浅析利率平价模型在中国的演变》，《财经研究》，2002年第2期。
（6）易纲、范敏：《人民币汇率的决定因素及走势分析》，《经济研究》，1997年第10期。
（7）张萍：《利率平价理论及其在中国的表现》，《经济研究》，1996第10期。
（8）Alper，C.E.，O.P.ArdicandS.Fendoglu，2009，“TheEconomicsoftheUncoveredInterestParityConditionforEmerg?ingMarkets”，JournalofEconomicSurveys，Vol.23（1），pp.115~138.
（9）Bacchetta，P.andE.V.Wincoop，2010，“InfrequentPortfolioDecisions：ASolutiontotheForwardDiscountPuzzle”，TheAmericanEconomicReview，Vol.100（3），pp.870~904.
（10）Baillie，R.T.andS.S.Chang，2011，“CarryTrades，
⑤该三阶泰勒展开检验式为Δet=β0Xt+∑βjXtztj+μ*检验原t，
3j=1
MomentumTradingandtheForwardPremiumAnomaly”，Jour?
nalofFinancialMarkets，Vol.14（3），pp.441~464.
（11）Baillie，R.T.andR.Kilic，2006，“DoAsymmetricandNonlinearAdjustmentsExplaintheForwardPremiumAnoma?ly?”，JournalofInternationalMoneyandFinance，Vol.25（1），pp.22~47.
（12）Baldwin，R.E.，1990，“Re-interpretingtheFailureofForeignExchangeMarketEfficiencyTests：SmallTransactionCosts，BigHysteresisBands”，NBERWorkingPapers，No.3319.
（13）Boudoukh，J.，M.RichardsonandR.F.Whitelaw，2013，“NewEvidenceontheForwardPremiumPuzzle”，JournalofFinancialandQuantitativeAnalysis，forthcoming.
（14）Chaboud，A.P.andJ.H.Wright，2005，“UncoveredIn?terestParity：ItWorks，butnotforLong”，JournalofInternation?alEconomics，Vol.66（2），pp.349~362.
（15）Chinn，M.D.andG.Meredith，2004，“MonetaryPolicyandLong-HorizonUncoveredInterestParity”，IMFStaffPapers，Vol.51（3），pp.409~430.
（16）Ding，L.andL.To，2010，“TheForwardPremiumPuz?zleacrossMaturities”，EconomicsBulletin，Vol.30（2），pp.1113~1119.
（17）Einzig，P.，1937，TheTheoryofForwardExchange，Macmillanpress.
（18）Eitrheim，?.andT.Ter?svirta，1996，“TestingtheAde?quacyofSmoothTransitionAutoregressiveModels”，JournalofEconometrics，Vol.74（1），pp.59~75.
（19）Engel，C.，1996，“TheForwardDiscountAnomalyandtheRiskPremium：ASurveyofRecentEvidence”，JournalofEmpiricalFinance，Vol.3（2），pp.123~192.
（20）Engel，C.，2013，“ExchangeRatesandInterestParity”，NBERWorkingPaper，No.19336.
（21）Fama，E.F.，1984，“ForwardandSpotExchangeRates”，JournalofMonetaryEconomics，Vol.14（3），pp.319~338.
（22）Frankel，J.andJ.Poonawala，2010，“TheForwardMar?ketinEmergingCurrencies：LessBiasedthaninMajorCurren?cies”，JournalofInternationalMoneyandFinance，Vol.29（3），pp.585~598.
（23）Franses，P.H.andD.V.Dijk，2005，“TheForecastingPerformanceofVariousModelsforSeasonalityandNonlinearityforQuarterlyIndustrialProduction”，InternationalJournalofForecasting，Vol.21（1），pp.87~102.
（24）Froot，K.A.andR.H.Thaler，1990，“Anomalies：For?eignExchange”，TheJournalofEconomicPerspectives，Vol.4（3），pp.179~192.
（25）Hansen，B.E.，2000，“SampleSplittingandThresholdEstimation”，Econometrica，Vol.68（3），pp.575~603.
（26）Hochradl，M.andC.Wagner，2010，“TradingtheFor?wardBias：AreThereLimitstoSpeculation?”，JournalofInter?nationalMoneyandFinance，Vol.29（3），pp.423~441.
（27）Keynes，J.M.，1924，ATractonMonetaryReform，Mac?millanpress.
（28）Kyle，A.S.，1985，“ContinuousAuctionsandInsiderTrading”，Econometrica，Vol.53（6），pp.1315~1335.
（29）Levy-Yeyati，E.andF.Sturzenegger，2005，“Classify?ingExchangeRateRegimes：DeedsVS.Words”，EuropeanEco?nomicReview，Vol.49（6），pp.1603~1635.（下转第75页）
《管理世界》(月刊)
CreditMarketCompetitiononLendingRelationships”，TheQuar?terlyJournalofEconomics，Vol.49（3），pp.407~443.
（36）Petersen，M.A.，2009，“EstimatingStandardErrorsinFinancePanelDataSets:ComparingApproaches”，ReviewofFi?nancialStudies，Vol.22（1），pp.435~480.
（37）Rajan，R.G.andL.Zingales，1998，“FinancialDepen?denceandGrowth”，AmericanEconomicReview，Vol.88（3），pp.559~586.
（38）Roodman，D.，2006，“Howtodoxtabond2:AnIntroduc?tiontoDifferenceandSystemGMMinStata”，CenterforGlobalDevelopmentWorkingPaper，（103）.www.cgdev.org.
（39）RyanR.M.，C.M.O’TooleandF.McCann，2014，“DoesBankMarketPowerAffectSMEFinancingConstraints?”JournalofBanking&Finance，Vol.49，pp.495~505.
（40）Stein，J.C.，2002，“InformationProductionandCapitalAllocation:Decentralizedvs.HierarchicalFirms”，TheJournalofFinance，Vol.57（5），pp.1891~1921.
（41）Valverdie，S.C.，HumphreyD.B.andFernándezF.R.，2003，“Deregulation，BankCompetitionandRegionalGrowth”，RegionalStudies，Vol.37（3），pp.227~237.
（42）Xu，H.，2016，“FinancialIntermediationandEconomicGrowthinChina:NewEvidencefromPanalData”，EmergingMarketsFinanceandTrade，Vol.52（3），pp.724~732.
（43）蔡卫星、曾诚：《境外战略投资者改变了国有商业银行的贷款行为吗?》，《当代经济科学》，2011年第1期。
（44）蔡卫星、曾诚：《市场竞争，产权改革与商业银行贷款行为转变》，《金融研究》，2012年第2期。
（45）蔡卫星：《银行业竞争与企业会计稳健性》，工作论文，2015年。
（46）陈彦斌、马啸、刘哲希：《要素价格扭曲、企业投资与
产出水平》，《世界经济》，2015年第9期。
（47）龚强、张一林、林毅夫：《产业结构、风险特性与最优金融结构》，《经济研究》，2014年第4期。
（48）李增泉、辛显刚、于旭辉：《金融发展，债务融资约束与金字塔结构——来自民营企业集团的证据》，《管理世界》，2008年第1期。
（49）林毅夫、李永军：《中小金融机构发展与中小企业融资》，《经济研究》，2001年第1期。
（50）林毅夫、孙希芳、姜烨：《经济发展中的最优金融结构理论初探》，《经济研究》，2009年第8期。
（51）林毅夫、孙希芳：《银行业结构与经济增长》，《经济研究》，2008年第9期。
（52）刘伟、黄桂田：《银行业的集中、竞争与绩效》，《经济研究》，2003年第11期。
（53）聂辉华、江艇、杨汝岱：《中国工业企业数据库的使用现状和潜在问题》，《世界经济》，2012年第5期。
（54）饶品贵、姜国华：《货币政策对银行信贷与商业信用互动关系影响研究》，《经济研究》，2013年第1期。
（55）田利辉、张伟：《政治关联影响我国上市公司长期绩效的三大效应》，《经济研究》，2013年第11期。
（56）余明桂、回雅甫、潘红波：《政治联系、寻租与地方政府财政补贴有效性》，《经济研究》，2010年第3期。
（57）余明桂、潘红波：《政治关系、制度环境与民营企业银行贷款》，《管理世界》，2008年第8期。
（58）赵驰、周勤、汪建：《信用倾向、融资约束与中小企业成长》，《中国工业经济》，2012年第9期。
（59）中国人民银行：《2010年中国金融市场发展报告》，2011年。
（38）Mark，N.C.andY.K.Moh，2007，“OfficialInterven?tionsandtheForwardPremiumAnomaly”，JournalofEmpiricalFinance，Vol.14（4），pp.499~522.
（39）McCallum，B.T.，1994，“AReconsiderationoftheUn?coveredInterestParityRelationship”，JournalofMonetaryEco?nomics，Vol.33（1），pp.105~132.
（40）Meredith，G.andM.D.Chinn，1998，“Long-horizonUncoveredInterestRateParity”，NBERWorkingPaper，No.6797.
（41）Sarantis，N.，2006，“TestingtheUncoveredInterestPar?ityUsingTradedVolatility，aTime-varyingRiskPremiumandHeterogeneousExpectations”，JournalofInternationalMoneyandFinance，Vol.25（7），pp.1168~1186.
（42）Sarno，L.，G.ValenteandH.Leon，2006，“NonlinearityinDeviationsfromUncoveredInterestParity：AnExplanationoftheForwardBiasPuzzle”，ReviewofFinance，Vol.10（3），pp.443~482.
（43）Tanamee，D.，2014，“ForwardPremiumPuzzle”，Eco?nomicsandtheGraduateFaculty，UniversityofKansas.
（44）Ter?svirta，T.，1994，“Specification，EstimationandEvaluationofSmoothTransitionAutoregressiveModels”，JournaloftheAmericanStatisticalAssociation，Vol.89（425），pp.208~218.
转载请注明出处范文大全网 » 国创在线教你抛补套利
