馮永琦+遲靜

摘要：隨著香港離岸人民幣匯率市場的發(fā)展，離岸人民幣匯率價格體系不斷地完善。本文運用Granger因果檢驗和BEKK-GARCH（1，1）模型，研究了在岸和離岸人民幣匯率之間的價格溢出效應和波動溢出效應，結果顯示：在岸人民幣即期和遠期匯率對離岸匯率能夠產(chǎn)生較為顯著的價格溢出效應和波動溢出效應；NDF匯率對在岸即期和遠期匯率有顯著地價格溢出效應和波動溢出效應；離岸即期匯率對在岸遠期匯率有顯著地價格溢出效應，但波動溢出效應較弱；離岸即期匯率對在岸即期匯率未產(chǎn)生價格溢出效應，但波動溢出效應顯著。

關鍵詞：離岸人民幣；在岸人民幣；價格溢出效應；波動溢出效應

中圖分類號：F8302文獻標識碼：A

2008年底，中國大陸提出了人民幣國際化戰(zhàn)略，跨境人民幣結算和發(fā)展離岸人民幣市場成為推動人民幣國際化進程的主要舉措。目前，香港人民幣離岸市場已經(jīng)取得了明顯進展，離岸人民幣匯率價格體系也趨于完善。現(xiàn)在境內(nèi)外人民幣匯率市場主要有三個：一是1994年4月建立的中國大陸銀行間外匯交易市場，主要即期匯率（簡稱CNY）和遠期匯率（簡稱DF）兩種形式；二是1996年6月在新加坡建立的無本金交割人民幣遠期交易市場（簡稱NDF）；三是香港離岸人民幣外匯市場（簡稱CNH）。雖然早在2004年2月香港人民幣即期匯率隨著香港離岸人民幣匯對業(yè)務的展開而出現(xiàn)，但直到2011年6月年香港財資市場公會正式發(fā)布人民幣離岸即期匯率定盤價，才標志著香港離岸人民幣匯率體系的形成。

隨著香港人民幣離岸市場的不斷發(fā)展，市場主體可以在人民幣境內(nèi)外市場間進行套利和套匯活動，資金可以通過人民幣跨境貿(mào)易結算、人民幣FDI、三類機構①、RQFII等方式在兩個市場流動，離岸與在岸市場之間的反饋機制逐步形成。此外，人民幣無本金交割遠期外匯市場也允許參與者進行套利活動，且該市場基本不受約束，NDF匯率反映了海外投資主體對人民幣走勢的預期。套利機制的存在使得NDF市場、CNH市場以及CNY市場匯率相互影響，那么這三個不同市場的匯率是如何相互影響的呢？

一、文獻綜述

關于境內(nèi)外不同市場人民幣匯率價格相關問題的研究，以往主要集中在兩個方面：一是境內(nèi)外人民幣外匯市場的價格問題，二是境內(nèi)外人民幣匯率價格的內(nèi)在聯(lián)系（傳導關系或聯(lián)動效應）問題。關于對人民幣外匯市場價格發(fā)現(xiàn)問題的研究，主要是針對境內(nèi)外人民幣遠期市場進行的。Hung-Gay Fung等（2004）對人民幣NDF的價格發(fā)功能進行了研究，論證了遠期市場在不同時期對人民幣匯率預期效果的差異。潘慧峰等（2009）分析了人民幣遠期市場的定價權歸屬及其穩(wěn)定性問題，發(fā)現(xiàn)NDF市場在總體上享有定價權，其穩(wěn)定性經(jīng)歷了上升、下降、再上升的過程。楊玲玲、孫海霞（2011）的檢驗結果表明境內(nèi)外遠期匯率都拒絕了市場有效性假說，兩類匯率對即期人民幣匯率的價格發(fā)現(xiàn)功能都不夠強。離岸CNH遠期市場的出現(xiàn)使NDF 信息中心優(yōu)勢與價格發(fā)現(xiàn)功能弱化，改變了之前對在岸即期市場價格的引導關系（陳波帆，2012）。對境內(nèi)外人民幣即期匯率市場價格發(fā)現(xiàn)能力的研究較少，只有朱鈞鈞和劉文財（2012）采用高頻數(shù)據(jù)，分析了境內(nèi)外人民幣即期匯率之間的價格發(fā)現(xiàn)能力，結果顯示境內(nèi)人民幣匯率擁有90%的價格發(fā)現(xiàn)貢獻度，即境內(nèi)市場仍然掌握著人民幣匯率的定價權，境內(nèi)市場的人民幣價格發(fā)現(xiàn)能力主要來源于人民幣中間價。

關于境內(nèi)外人民幣匯率傳導關系或聯(lián)動效應的問題，在香港離岸即期匯率定盤價出現(xiàn)以前，學者們主要研究境外NDF市場與境內(nèi)即期和（或）遠期匯率之間的關系。一種觀點認為境內(nèi)即期或遠期匯率具有更強的價格引導作用，盡管“721”匯率改革以來境內(nèi)外市場的相互作用加強，但境內(nèi)即期市場顯現(xiàn)出本土信息優(yōu)勢（黃學軍、吳沖鋒，2006），國內(nèi)遠期外匯市場是人民幣外匯市場的信息中心（代幼渝等，2007）。境內(nèi)人民幣遠期市場自2007年下半年起已經(jīng)能夠對境外市場的價格產(chǎn)生引導作用（王曦、鄭雪峰，2009）。境內(nèi)人民幣匯率仍然起到了“錨”的作用，特別當離岸人民幣匯率進一步走弱時，市場存在力量拉動其向在岸人民幣匯率靠攏（He Dong，2011）。這些研究結論主要是運用協(xié)整關系的Granger因果檢驗以及VAR模型的脈沖響應和方差分解等方法。另一種觀點認為境外NDF市場對境內(nèi)人民幣匯率具有更強或單向的價格引導作用。人民幣NDF 市場對境內(nèi)即期匯率制度形成機制具有重要影響（Funke和Gronwald，2008），境外人民幣NDF單向引導境內(nèi)人民幣遠期，人民幣NDF 市場對境內(nèi)即期市場具有單向報酬溢出效應（徐劍剛等，2007），境外NDF市場的價格引導力量強于境內(nèi)即期和境內(nèi)遠期市場（李曉峰、陳華，2008；嚴敏、巴曙松，2010）。這些研究主要應用MA-GARCH或DCC-MGARCH模型，根據(jù)境內(nèi)外人民幣匯率價格均值溢出效應和波動溢出效應的檢驗而得出的。

在香港離岸即期匯率定盤價出現(xiàn)以后，CNH即期成為研究境內(nèi)外人民幣匯率價格引導關系的重要變量。Prasad和Ye （2012）發(fā)現(xiàn)2010年第四季度后，CNH 即期和CNY 即期價格之間的相關程度顯著提高，不同市場人民幣匯率之間的信息溢出程度加強，境內(nèi)外市場融合程度不斷提高（修晶、周穎，2013）。對于CNH即期與CNY即期之間的關系也存在兩個觀點：一種觀點認為CNH即期與CNY即期之間不存在價格引導關系，但是CNY即期與NDF之間存在價格引導關系（Ding和Tse，2011）；另一種觀點認為境內(nèi)人民幣即期價格引導香港人民幣即期價格，CNY市場仍然具備人民幣匯率定價的主動性，同時NDF市場對香港和境內(nèi)人民幣價格存在較強影響，但影響力開始減弱，短期內(nèi)CNH市場還無法引導或完全取代NDF市場（賀曉博、張笑梅，2012；伍戈、裴誠，2012；趙保國等，2012）。出現(xiàn)這兩種觀點差異的主要原因是選取樣本數(shù)據(jù)的時期有所區(qū)別，但是他們的共同點都認為香港人民幣即期匯率的市場影響力仍然處于較低水平。在這些研究中，伍戈和裴誠（2012）、修晶和周穎（2013）分別運用了AR-GARCH和MVGARCH模型。

通過已有的研究可以看出：第一，關于人民幣價格發(fā)現(xiàn)的研究主要集中在人民幣遠期市場，這主要與遠期市場相對更容易具有價格發(fā)現(xiàn)功能的特征有關。實際上，隨著人民幣離岸市場的發(fā)展，其價格發(fā)現(xiàn)功能首先體現(xiàn)在離岸人民幣即期匯率價格的形成上，而且離岸人民幣即期匯率已經(jīng)成為分析境內(nèi)外人民幣匯率價格相互關系時不可缺少的重要變量。所以，對離岸人民幣即期匯率市場的價格發(fā)現(xiàn)或定價影響力的研究具有重要意義。第二，在研究方法上，稍早的研究主要運用協(xié)整關系的Granger因果檢驗，以及VAR模型的脈沖響應和方差分解等方法來分析價格報酬上的信息傳導；在此之后，AR-GARCH和DCC-MGARCH 等GARCH族模型成為檢驗人民幣匯率價格在不同市場間波動溢出效應等內(nèi)在聯(lián)系的重要方法。多元向量GARCH模型在考察多個市場收益率波動性的相關關系方面具有很好的效果，它充分考慮了條件方差協(xié)方差之間的相互影響，從而形成更為精確的參數(shù)估計值。本文選取Granger因果檢驗和BEKK-MGARCH模型，分析三個市場收益率之間價格溢出效用和波動溢出效應。

二、離岸與在岸人民幣匯率的聯(lián)動效應

金融資產(chǎn)的供求關系會影響金融資產(chǎn)價格，而金融市場中各因素的變化會通過金融資產(chǎn)的供求關系對價格產(chǎn)生不同程度的影響。金融市場彼此之間有著較高的關聯(lián)性，隨著金融自由化的日益加深，不同金融市場之間的信息傳遞速度將越來越快，信息傳遞速度的加快會加強各金融資產(chǎn)之間的波動溢出效應，使金融資產(chǎn)價格波動不僅受到自身波動的影響，還受到其他金融市場資產(chǎn)價格波動的影響。本文將通過Granger因果檢驗和BEKK-GARCH模型，對香港離岸人民幣即期匯率定盤價出現(xiàn)后境內(nèi)外人民幣匯率市場之間的聯(lián)動效應進行分析。

（一）數(shù)據(jù)的選取與統(tǒng)計性描述

本文重點分析香港離岸人民幣即期匯率定盤價的出現(xiàn)，對境內(nèi)外人民幣市場間匯率聯(lián)動關系的影響，數(shù)據(jù)的選取從2011年6月28日至2014年3月14日的境內(nèi)人民幣遠期匯率②（DF），境內(nèi)人民幣即期匯率（CNY）、香港離岸人民幣即期匯率（CNH）以及境外無本金交割遠期匯率（NDF）。其中境內(nèi)人民幣遠期匯率數(shù)據(jù)來源于中國銀行數(shù)據(jù)，境內(nèi)人民幣即期匯率數(shù)據(jù)來源于外匯管理局，香港離岸人民幣即期匯率及人民幣NDF匯率數(shù)據(jù)來源于香財資市場公會。經(jīng)過對非共同市場開放日的數(shù)據(jù)剔除，本文得到數(shù)據(jù)樣本638個，并對數(shù)據(jù)進行對數(shù)差處理，得出境內(nèi)外匯率市場連續(xù)復利下的收益率。

表1對境內(nèi)外人民幣匯率收益率進行了統(tǒng)計描述，CNH和DF的收益率數(shù)據(jù)表現(xiàn)為尖峰且數(shù)據(jù)分布正偏離；CNY和 NDF收益率數(shù)據(jù)表現(xiàn)為尖峰切數(shù)據(jù)分布負偏離，均不符合正太分布特征，進一步通過JB統(tǒng)計量檢驗，根據(jù)p均小于1%，拒絕收益率數(shù)據(jù)分布是正太分布的原假設。由于以上數(shù)據(jù)均不符合正態(tài)分布且均有較為明顯的尖峰后尾特征，故一般的以正態(tài)分布為假設前提的模型（如多元回歸模型）不能用來檢測各收益率之間的關系。

（二）格蘭杰因果檢驗

本文運用Granger因果檢驗法來研究境內(nèi)外人民幣匯率之間的線性關系，該檢驗解決了X是否引起Y的問題，主要是看現(xiàn)在的Y能在多大程度被X解釋，加上X的滯后項是否是自變量的解釋程度提高。如果X在Y的預測中有所幫助或者X與Y在相關系數(shù)的統(tǒng)計上顯著是，就可以說“Y是由X的Granger引起的”，直觀表現(xiàn)為以上兩個方程滯后項的系數(shù)是否顯著不為零，從而判斷X或Y在統(tǒng)計上能否對Y或X產(chǎn)生顯著影響，并判斷該影響為單向或者雙向。進行格蘭杰因果關系檢驗的一個前提條件是時間序列具有平穩(wěn)性，否則會出現(xiàn)虛假回歸問題。因此，在進行格蘭杰檢驗前應對各個收益率時間的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。為了保證結果的可靠性，本文運用ADF檢驗和PP檢驗來檢驗時間序列的平穩(wěn)性。

Xt=∑[DD（]n[]i=1[DD）]aiYt-i+∑[DD（]n[]j=1[DD）]bjXt-j+u1

Yt=∑[DD（]m[]i=1[DD）]ciXt-i+∑[DD（]m[]j=1[DD）]djYt-j+u2

如表2所示，境內(nèi)外匯率收益率時間序列均在1%的置信水平下為平穩(wěn)序列，可以用Granger因果檢驗對各變量之間的價格溢出效應進行檢驗。在構建Granger因果檢驗過程中，本文構建變量的VAR模型來選擇最優(yōu)滯后階數(shù)。通過對LR、FRE、 AIC信息準則、SC信息準、 HQ信息準則數(shù)據(jù)的分析，確定在Granger因果檢驗中所用的最優(yōu)滯后階數(shù)，結果如表3所示。根據(jù)選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)，本文對各匯率市場收益率之間的因果關系進行檢驗。

通過對表3的格蘭杰因果檢驗，得出以下結論：首先，在境內(nèi)人民幣匯率市場與香港CNH市場之間的聯(lián)動關系方面，CNY在1%的置信水平下對CNH匯率存在單項的價格溢出效應，境內(nèi)人民幣遠期匯率與香港CNH之間在1%的置信水平下存在雙向的價格溢出效應；其次，在境內(nèi)人民幣匯率市場與NDF市場之間的聯(lián)動關系方面，在5%的置信水平下CNY與NDF之間存在雙向的價格溢出效應，境內(nèi)人民幣遠期匯率與香港NDF之間在1%的置信水平下存在雙向的價格溢出效應；第三，在境內(nèi)人民幣匯率間與境外人民幣匯率市場之間的聯(lián)動關系方面，單純研究境內(nèi)CNY與DF之間的關系，二者在5%的置信水平下存在雙向的價格溢出效應，境外CNH與NDF之間在1%的置信水平下存在雙向的價格溢出效應。

（三）多元GARCH-BEKK（1，1）模型檢驗

目前，GARCH模型和其眾多的擴展模型廣泛地應用于經(jīng)濟金融領域的分析，多元GARCH模型多用來分析多個市場之間的波動溢出效應。本文采用BEKK形式的GARCH模型來考慮境內(nèi)外人民幣匯率收益率之間的波動溢出效應，GARCH-BEKK（1，1）模型是由Engle和Kroner（1995）提出，其優(yōu)點在于方差矩陣正定的基礎上估計較少的參數(shù)，以提高模型的自由度，條件方差的一班形式為：

Ht=CCT+∑[DD（]q[]j=1[DD）]Ajεi-jεti-jAtj+∑[DD（]p[]i=1[DD）]BiHt-1BTi

其中Ht是正定矩陣，C是常數(shù)項且CCT正定，A和B矩陣分別為ARCH和CARCH效應項的系數(shù)矩陣。本文通過對A、B系數(shù)矩陣中的協(xié)方差的顯著性檢驗以及其聯(lián)合顯著性檢驗，來分析境內(nèi)外人民幣匯率收益率之間的波動溢出效用，其中系數(shù)檢驗運用的是t檢驗，本文給出t檢驗的p值，聯(lián)合顯著性檢驗運用Wald檢驗。

1.CNY即期、CNH即期及NDF市場之間的檢驗。首先，通過對CNY即期、CNH即期及NDF市場構建三元BEKK-GARCH（1，1）模型，得出模型的A和B矩陣的對角線元素均在1%的置信水平下顯著，拒絕對角線系數(shù)為零的原假設，這說明CNY即期、CNH即期及NDF市場的波動均受到自身波動的顯著影響；其次，從Q（12）和Q2（12）統(tǒng)計量來看，對于條件方差的標準化殘差序列不存在序列相關性以及ARCH效應的原假設，在1%的置信水平下均可以接受，說明GARCH模型構建有效；第三，對于A矩陣和B矩陣交叉項，通過對各個交叉項系數(shù)的t-檢驗，aij、aji、bij、bji并未同時為零，說明各市場間存在波動溢出效應（見表4）；第四，為進一步檢驗CNY即期、CNH即期及NDF三個市場間匯率的波動溢出效應，現(xiàn)對方差方程系數(shù) 進行Wald檢驗，檢驗結果見表5。

通過對變量之間的波動溢出關系進行Wald聯(lián)合性檢驗，得出各變量報酬率之間的波動溢出效應如下：

（1）CNY和CNH市場條件方差系數(shù)a21和b21的t-檢驗，分別在5%和1%的置信水平下拒絕原假設，其Wald聯(lián)合性檢驗，a21=b21=0的原假設在5%的置信水平下被拒絕，說明CNH市場受到CNH市場的ARCH和GARCH效應；a12=0和b12=0的原假設被拒絕而Wald檢驗，認為a12=b12=0不成立，說明CNY市場受到CNH市場的ARCH和GARCH效應。綜上分析，本文認為CNY市場和CNH市場之間存在顯著地雙向波動溢出效應。

（2）CNY和NDF市場條件方差系數(shù)a13和b13的t-檢驗，均在1%的置信水平下拒絕原假設，其Wald聯(lián)合性檢驗，a13=b13=0的原假設在1%的置信水平下被拒絕，說明CNY市場受到NDF市場的ARCH和GARCH效應；a31=0和b31=0的原假設分別在5%和1%的顯著水平下被拒絕；通過Wald檢驗，本文認為a31=b31=0不成立，說明NDF市場受到CNY市場的ARCH和GARCH效應。因此，可以認為CNY市場和NDF市場之間存在較為顯著的雙向波動溢出效應。

（3）CNH和NDF市場條件方差系數(shù)，接受a23=0的原假設，在10%的顯著性水平下拒絕b23=0的原假設；Wald聯(lián)合性檢驗，a23=b23=0的原假設在10%的置信水平下被拒絕，說明CNH市場受到NDF市場波動的影響較小；a23=0的原假設被接受，而b32=0的原假設在10%的置信水平下被拒絕，進而Wald檢驗，認為a23=b23=0在10%的顯著性水平下不成立，說明NDF市場受到CNH市場的ARCH效應，綜上分析可以認為CNH市場和NDF市場之間存在較弱的雙向波動溢出效應。

2.DF遠期、CNH即期及NDF市場之間的檢驗。首先，通過對DF遠期、CNH即期及NDF市場構建三元BEKK-GARCH（1，1）模型，得出模型的A和B矩陣的對角線元素均在1%的置信水平下顯著，拒絕對角線系數(shù)為零的原假設，說明CNY即期、CNH即期及NDF市場的波動均受到前期波動的顯著影響，及各變量都具有波動溢出效應；其次，從Q（12）和Q2（12）統(tǒng)計量來看，對于條件方差的標準化殘差序列不存在序列相關性以及ARCH效應的原假設，在1%的置信水平下均可以接受，說明GARCH模型構建有效；第三，對于A矩陣和B矩陣交叉項，通過對各個交叉項系數(shù)的t-檢驗，aij、aji、bij、bji并未同時為零，說明各市場間存在波動溢出效應（見表6）；第四，為進一步檢驗DF遠期、CNH即期及NDF三個市場間匯率的波動溢出效應，現(xiàn)對方差方程系數(shù)a12、a21、b12、b21進行Wald檢驗，檢驗結果見表7。

通過對變量之間的波動溢出關系進行Wald聯(lián)合性檢驗，得出各變量報酬率之間的波動溢出效應。對模型結果的具體分析如下：

（1）DF和CNH市場的條件方差系數(shù)，a12和b21的t-檢驗，均在1%的置信水平下拒絕原假設，其Wald聯(lián)合性檢驗，a21=b21=0的原假設在1%的置信水平下被拒絕，說明CNH市場受到DF市場的ARCH和GARCH效應。a12=0的原假設被拒絕，而b12=0的原假設被接受，進而Wald和檢驗，認為a12=b12=0不成立，說明DF市場受到CNH市場的ARCH效應。因此，DF市場和CNH市場之間存在雙向波動溢出效應，但DF市場對CNH市場的影響力更大，且更為深遠。

（2）DF和NDF市場的條件方差系數(shù)，a13和b13的t-檢驗，均在1%的置信水平下拒絕原假設，其Wald聯(lián)合性檢驗，a13=b13=0的原假設在1%的置信水平下被拒絕，說明DF市場受到NDF市場的ARCH和GARCH效應。a31=0的原假設被接受，而b31=0的原假設在5%置信水平下被拒絕，Wald檢驗認為a31=b31=0不成立，說明NDF市場受到DF市場的ARCH效應。因此，DF市場和NDF市場之間存在雙向波動溢出效應，但NDF市場對DF市場的影響力更大，且更為深遠。

（3）CNH和NDF市場的條件方差系數(shù)，a23和b23的t-檢驗，均在1%的置信水平下拒絕原假設，其Wald聯(lián)合性檢驗，a23=b23=0的原假設在1%的置信水平下被拒絕，說明CNH市場受到NDF市場的ARCH和GARCH效應；a23=0的原假設被接受，而b32=0的原假設在1%的置信水平下被拒絕，進而Wald檢驗，認為a23=b23=0不成立，與上文在CNY市場影響下的CNH和NDF之間的波動溢出效應結果基本一致，說明NDF市場受到CNH市場的ARCH效應。通過表6和表7的檢驗結果可以認為CNH市場和NDF市場之間存在雙向波動溢出效應，但NDF市場對CNH市場的影響力更明顯。

三、主要結論及政策建議

（一）主要結論

第一，在岸人民幣即期匯率CNY和遠期匯率DF對離岸匯率產(chǎn)生較為顯著的價格溢出效應和波動溢出效應，境內(nèi)人民幣匯率的本土信息優(yōu)勢明顯，能夠對境外人民幣匯率產(chǎn)生較強的溢出效應。

第二， NDF匯率對在岸人民幣即期匯率CNY和遠期匯率DF有顯著地價格溢出效應和波動溢出效應，香港人民幣即期匯率CNH對在岸遠期匯率DF有顯著地價格溢出效應，但卻只有較弱的波動溢出效應。此外，香港人民幣即期匯率CNH對在岸即期匯率CNY未產(chǎn)生價格溢出效應，但波動溢出效應顯著。因此，可以認為NDF市場的發(fā)展已經(jīng)較為完善，而香港離岸人民幣市場的發(fā)展仍需推進。

（二）政策建議

第一，不斷推進在岸人民幣匯率形成機制的市場化進程。一般而言，在岸人民幣匯率市場交易規(guī)模較大，本土信息優(yōu)勢明顯，對離岸金融市場價格產(chǎn)生決定性影響，本文的實證檢驗結果也證實了該觀點。在2005年人民幣匯率改革之前，由于匯率的形成更多是政策抉擇而非市場形成，所以與離岸匯率市場的關聯(lián)性不強。隨著人民幣匯率改革的不斷推進，人民幣匯率形成機制逐漸市場化，對離岸匯率的影響也逐步增強。因此，仍然需要進一步推進人民幣匯率形成機制的市場化，逐漸放松對外匯市場的管制，豐富人民幣匯率交易產(chǎn)品，擴大市場交易主體，使人民幣匯率能夠更加充分地反應市場信息，進而促使在岸人民幣匯率具有更強的定價影響力。

第二，進一步推進香港離岸人民幣外匯市場的建設。人民幣國際化戰(zhàn)略的實施，在一定程度上要求資本賬戶的逐漸開放和人民幣完全可兌換。但是，中國大陸目前資本賬戶未被完全開放，人民幣也沒有實現(xiàn)完全可兌換，二者成為人民幣國際化的制約因素。發(fā)展離岸金融市場、尤其推進香港離岸人民幣市場，能夠在一定程度上減低二者對人民幣國際化戰(zhàn)略的約束，對人民幣國際化進程起到良好的促進作用。所以，進一步完善香港離岸人民幣外匯市場的建設，首先在市場規(guī)模方面要通過擴大跨境人民幣結算等渠道來增加離岸人民幣的資金池，通過開放性的政策鼓勵更多的交易主體參與到在香港人民幣外匯市場中，增加市場對人民幣需求的同時，提高市場的流動性；其次，在市場交易產(chǎn)品方面要不斷創(chuàng)新和發(fā)展外匯衍生品，使市場投資者、套期保值者以及套利者均能在市場上得到更多合適的投資機會，從而有利于提高市場的活躍度和成熟度。

第三，不斷提高離岸與在岸人民幣市場的關聯(lián)性。在岸人民幣匯率市場對離岸人民幣匯率市場具有顯著地影響，起到了人民幣匯率定價“錨”的作用，而離岸人民幣匯率也對在岸人民幣匯率也產(chǎn)生了反饋作用。為了推動離岸與在岸外匯市場的穩(wěn)定發(fā)展，有必要提高二者之間的關聯(lián)性和信息交流能力，從而使離岸與在岸匯率能夠在合理范圍內(nèi)浮動。因此，需要逐漸有序地開放境內(nèi)外匯市場，鼓勵在岸金融機構參與離岸外匯市場，逐漸允許境外機構參與到境內(nèi)外匯市場及外匯產(chǎn)品交易中，促進和提高離岸與在岸人民幣市場的信息流通和聯(lián)動效應。

注釋：

①指境外中央銀行或貨幣當局，香港、澳門地區(qū)人民幣業(yè)務清算行，跨境貿(mào)易人民幣結算境外參加銀行。

②本文中的在岸遠期匯率DF、NDF均選擇3月其數(shù)據(jù)，原因在于3月期匯率資產(chǎn)在外匯市場上交易量較大。

③（c，t，k）依次表示常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)，（c，t，b）中的b表示Newey-west帶寬。

④*表示在置信水平為10%情況下拒絕原假設，**表示在置信水平為5%情況下拒絕原假設，***表示在置信水平為1%情況下拒絕原假設。

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（責任編輯：關立新）

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（責任編輯：關立新）