即期利率调整对远期汇率影响研究

杜正博　吴志军

摘 要： 我国自2005年进行了汇率制度改革，人民币汇率的形成由盯住制改革为有管理的浮动，从此我国人民币汇率市场自由化前进了一大步。因此即期利率的调整对远期汇率的影响显得更加复杂。采用2006年以来的人民币对美元的汇率以及中美两国间的利率水平差异的数据进行了实证分析。分析结论表明，我国人民币对美元的汇率变化主要受到前期的汇率和利率差的影响，而当期的利率差的变化还不是影响人民币汇率变化的主要因素。

关键词： 利率；调整；研究

中图分类号： F83

文献标识码： A

文章编号： 16723198（2013）06010402

1 引言

我国自2005年进行了汇率制度改革，人民币汇率的形成由盯住制改革为有管理的浮动，从此我国人民币汇率市场自由化前进了一大步。因此即期利率的调整对远期汇率的影响显得更加复杂。即期利率对远期汇率的影响及实证分析，最直接和最全面的表述就是利率平价理论。

对该问题的文献研究主要集中在以下两个方面：一是理论模型层面。有学者在利率平价模型中加入一些可能相关的新的变量，如实际货币需求变量，因为他们考虑到利率是由该国的实际货币需求和攻击决定的。二是实证验证方面。有学者采用新的统计模型进行实证分析，如用截面数据进行协整建模来研究利率变动对汇率波动的影响；采用向量自回归模型进行建模分析。另外，有学者采用实际汇率和实际利率来取代相应的名义变量，这样更好地去分析实际状态。

2 理论阐述及模型介绍

2.1 利率平价理论（Interest Rate Parity）

利率平价理论认为，均衡汇率是通过国际抛补套利所引起的外汇交易形成的。在两国利率存在差异的情况下，资金将从低利率国流向高利率国以谋取利润。套利者往往将套利与掉期业务相结合，以避免汇率风险，保证无亏损之虞。大量掉期外汇交易的结果是，低利率国货币的现汇汇率下浮，期汇汇率上浮；高利率国货币的现汇汇率上浮，期汇汇率下浮。远期差价为期汇汇率与现汇汇率的差额，由此低利率国货币就会出现远期升水，高利率国货币则会出现远期贴水。随着抛补套利的不断进行，远期差价就会不断加大，直到两种资产所提供的收益率完全相等，这时抛补套利活动就会停止，远期差价正好等于两国利差，即利率平价成立。

该理论的假定为：（1）假设国际资金自由流动；（2）存在着有效的外汇市场；（3）交易成本为零；（4）本国与外国的金融资产可根据到期的时间跟风险完全替代。用公式可以描述如下：（F-S）/ S≈i-i*。

式中，F表示远期汇率（直接标价法），S表示即期汇率（直接标价法），i为国内利率，i*为国外利率。

2.2 协整理论及分布滞后模型

协整是指多个非平稳序列的某种线性组合是平稳的，表明某些非平稳序列之间存在着某种长期均衡关系。

如果序列{X1t，X2t，…，}都是d阶单整，存在向量：a=（a1，a2，…，ak），使得： Zt= aX ～ I（d，b）。 其中，b>0，X=（X1t，X2t，…，Xkt），则认为序列{X1t，X2t，…，Xkt}是（d，b）阶协整，记为Xt～CI（d，b），a为协整向量。

分布滞后模型：如果回归模型中不仅包括解释变量的本期值，而且包括解释变量的滞后值，则这种回归模型称为分布滞后模型。

3 实证分析

3.1 模型的初步设定

3.1.1 利率平价公式的变形

利用利率平价公式可以描述汇率变动与利率差异的关系，即远期汇率升贴水应等于国内外利差，并且高利率货币在外汇市场上表现为贴水，低利率货币在外汇市场上表现为升水。用公式可以描述为：（F-S）/S≈i-i*。

由于人民币对美元的远期汇率出台较晚，数据太少，因此，将上式稍作调整，只检验人民币对美元即期汇率与中美利率差异之间的关系。于是，检验模型变为：S=a+b（i-i*）。

为了方便，在不影响对目标问题的分析下，进一步将模型简化为：S=a+bR，R表示中美两国利差。

3.1.2 数据说明

本文采用及计算的所用数据包括：2006年1月～2012年12月年的美元对人民币即期汇率，中国的一年期存款利率和美国一年期联邦基金利率。本文所有数据都是根据中国人民银行网站、美联储网站的数据进行整理得到。为了减少数据的处理的工作量，本文采用的都是名义变量。HV代表人民币对美元的汇率；LVC代表中美两国一年期基准利率之差（中国利率-美国利率）。

3.2 描述性统计

由表1可以看出，该两变量的描述性统计中，HV和LVC的偏度分别为0125287和-0.273364，基本位于零附近；峰度值分别为2.590872和2.772367，在3附近；JB检验的p值分别为0.121033和0.175709，均大于10%。因此，综合可以看出，HV和LVC基本符合正态分布，可以采用OLS估计法进行相应的系数估计。

3.3 序列的平稳性检验

对时间序列进行回归分析，要求模型中相应的数据序列是平稳的。但一般情况下各项宏观经济数据是不平稳的，需要通过差分将数据变换成为新的平稳序列后再进行回归分析。本文采用ADF检验方法，分别检验相关序列的平稳性。

模型中各变量ADF检验结果表1。

由表1可看出，时间序列HV和LVC的p值分别为03724和0.8423，在相应的显著性水平下都不能拒绝原假设，即都存在单位根，序列不是平稳的。将两个序列进行一阶差分处理后，发现其p值分别为0.0674和0，能够很好地拒绝原假设，序列不存在单位根，变得平稳了。因此，该两时间序列均为一阶单整序列。于是可以尝试着对该两个变量的一阶差分进行协整检验并可以对其长期均衡进行建模。

3.4 协整检验

虽然即期汇率和两国利率差异都是一阶单整序列，但是，如果能证明二者是协整的，则可以确定他们之间存在着一个长期稳定的均衡关系。进一步，本文采用Engle-Granger 检验，利用该方法进行HV和LVC的协整检验，首先利用OLS方法估计两者的协整方程。结果如下：

DHV1 = -0.583149729714*DLVC

-00233605083417

该协整方程实证结果见表1，其残差项的自相关和偏自相关系数见表2。

从表1的实证结果可以看出：该协整方程的DLVC系数的p值为0.257，其显著性水平太差，且模型的R2和调整的R2值分别为0.022482和0.005333，模型的拟合优度很差，表明中国和美国的利率差很难解释我国人民币汇率的变化，即利率差不是影响我国人民币汇率变化的主要因素。回归方程的D.W.值为0.917813偏小，而且分析该模型残差序列的AC和PAC值可知，该残差序列存在着很强的二阶自相关性。

3.5 分布滞后模型

那么，人民币汇率变化主要跟什么有关呢？由于上述回归方程的D.W.值很小，考虑加入适当的滞后项，得到HV和LVC的分布滞后模型：

DHV1 = -0.250832805685*DLVC -

0.709672878395*DLVC（-1） + 0.354310314146*DHV1（-1） - 0.0792484170325*DLVC（-2） +

0.327905199061*DHV1（-2） - 0.00651789739475

该协整方程实证结果见表1，其残差项的自相关和偏自相关系数见表2。由上表可以明显地看出，该分布滞后模型的残差变量的AC和PAC值均很小，表明新模型很好地处理了变量的自相关性问题。

该分布滞后模型系数的p值分别为04552、01242、00113、0.8594、0.0145，除了DLVC的当期变量和滞后二阶变量的系数显著性较差外，其他变量在统计上都具有很好的显著性。而且，该分布滞后模型的R2和调整的R2值分别为0.906243和0.903913，表明该模型具有很好的拟合优度。从上述我国人民币对美元的汇率变化主要受到前期的汇率和利率差的影响，当期和滞后两期的利率差的变化还不是影响人民币汇率变化的主要原因。

4 结论

由于我国还没有真正实现资本的完全流动，人民币汇率市场化程度仍然较低。国内的利率市场化改革还没有推进，因而利率的内生性程度偏低，使得人民币对美元的市场化市场基础不坚实。以上种种原因，使得在我国即期利率的短期波动对人民币汇率的影响仍然比较复杂，离利率平价理论中的理论关系较远。

经过收集汇改以来的相关数据，不断进行模型的拟合和修改，最终实证结论表明：我国人民币对美元的汇率变化主要受到前期的汇率和利率差的影响，而当期的利率差的变化还不是影响人民币汇率变化的主要因素。

参考文献

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[2]易纲.人民币汇率变化背后的原因和制度性因素[J].中国经济报告，2010，（7）.

[3]易纲，张磊.国际金融[M].上海：上海人民出版社，2008.