摘 要：自2005年中國匯率改革以來，人民幣匯率在升值預(yù)期的大背景下，人民幣匯率一直處于上升通道中。本文利用2006年到2014年美元對人民幣的日匯率數(shù)據(jù)建立了隨機游走模型，運用ARCH族模型檢驗其殘差發(fā)現(xiàn)，美元對人民幣匯率波動率時間序列r具有“尖峰厚尾”和集群性特征。并且在市場信息不對稱的情況下，市場對人民幣升值與貶值存在不同的反應(yīng)，并且在人民幣升值預(yù)期的背景下，市場信息有杠桿作用。

關(guān)鍵詞：美元對人民幣匯率；ARCH族模型；實證分析

一、引言

自中國匯率改革以來，人民幣匯率一直處于上升通道中。同時在市場信息不對稱的條件下，市場對人民幣升值與貶值存在不同的反應(yīng)。為了探索人民幣匯率的波動特征和市場特征，本文利用利用ARCH族模，以2006年到2014年的美元對人民幣日匯率數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，并提出了相關(guān)的政策建議。

二、人民幣對美元匯率實證研究

1.數(shù)據(jù)來源與處理

本文所采用數(shù)據(jù)為國家外匯管理局網(wǎng)站公布的數(shù)據(jù)，時間跨度為2006年1月1日到2014年6月30日，其中除去雙休日、節(jié)假日和個別日子的數(shù)據(jù)缺失，共2057個數(shù)據(jù)。通過Eviews軟件完成數(shù)據(jù)導(dǎo)入，并命名為rate。根據(jù)建模需要，筆者在Eviews中定義如下變量：r=log（rate/rate（-1）），因此，直接得到匯率波動率序列r。

2.數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

經(jīng)過數(shù)據(jù)的初始統(tǒng)計性描述（圖）可以發(fā)現(xiàn)：美元對人民幣匯率波動率具有尖峰厚尾特征不服從正態(tài)分布。因此，本文在進(jìn)行分析時，假設(shè)匯率波動率序列r服從t分布。

3.美元對人民幣匯率波動率序列的檢驗

首先，對美元對人民幣匯率波動率r的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，即單位根檢驗。采用ADF統(tǒng)計量，檢驗結(jié)果見表1。研究表明：在1%的顯著性水平下，匯率波動率r的ADF統(tǒng)計量值小于臨界值，因此拒絕零假設(shè)。故美元對人民幣匯率波動率r是平穩(wěn)序列。

表1 時間序列r平穩(wěn)性檢驗表

其次，我們來判定時間序列r能否用于建立ARCH模型，所以，筆者進(jìn)行了ARCH效應(yīng)檢驗。先結(jié)合序列r相關(guān)圖和偏相關(guān)圖進(jìn)行分析，由于篇幅原因，這里并未給出自相關(guān)圖和偏相關(guān)圖，根據(jù)AC和PAC應(yīng)該建立AR（4），但是經(jīng)過反復(fù)多次實驗，筆者建立了AR（1）AR（3）模型（結(jié)果見表2）。

表2 ARCH效應(yīng)檢驗

接下來，我們通過ARCH檢驗考察AR（3）模型中是否存在自回歸條件異方差。由表3可知：兩種檢驗結(jié)果都表明存在自回歸條件異方差，因此，可以在AR（3）均值方程的基礎(chǔ)上建立ARCH模型。

表3 AR（3）的ARCH-LM檢驗表

4.對美元人民幣時間序列的ARCH模型檢驗

（1）ARCH（6）模型。筆者經(jīng)過不斷嘗試，建立了AR（3）均值方程的ARCH（6）模型。在方程中剔除了AR（3）是因為伴有ARCH方程后，其系數(shù)不再有顯著性。

AR（3）均值方程：

ARCH（6）方程： =1.02E-07+0.163εt-12+0.216εt-22+0.13εt-32+0.2496εt-42

+0.203εt-52+0.114εt-62

（2）TARCH（1，1）模型

經(jīng)實證嘗試，根據(jù)AR（1）方程所建立的ARCH（6）模型的滯后項太多，應(yīng)該嘗試建立GARCH（1，1）模型。于是，筆者經(jīng)過調(diào)整，建立了GARCH（1，1）模型。

AR（1）均值方程： =0.065rt-1+εt

ARC（1，1）方程： =9.47E-09+0.092εt-12+0.898σt-12

由兩者結(jié)果可知，ARCH（6）和GARCH（1，1）模型各項均顯著不為零，說明條件異方差明顯，即匯率波動具有集群性。方差方程中的常數(shù)項表示沖擊對波動的影響，而每個系數(shù)反映了系統(tǒng)的長記憶性，兩者之和反映了波動的持續(xù)性。由方程回歸結(jié)果可知：①常數(shù)項大于零，其反映了外部沖擊會加劇匯率的波動，且匯率具有一定的記憶性，即匯率有持續(xù)性；②兩者之和大于1，則說明在歷史波動和外界沖擊的作用下，匯率會出現(xiàn)一定大幅度波動，需要有較長時間的調(diào)整。

（3）ARCH-M（1）模型

AR（1）均值方程： =0.041rt-1-0.156σt+εARCH-M（1）方程：=9.55E-09+0.096εt-12+0.898σt-12

考慮到篇幅，后面的模型筆者將直接給出最終結(jié)果。其中，方程中的各項系數(shù)在1%的置信水平上都具有顯著性，均值方程中γ=-0.156，顯著不為零，說明匯率波動的期望與其風(fēng)險密切相關(guān)。

（4）TARCH（1，1）模型

AR（1）均值方程：=0.064rt-1+εt

TARCH（1，1）方程：=8.85E-09+0.073εt-12+0.019εt-12dt-1+0.90σt-12

其中，方程中的各項系數(shù)在1%的置信水平上都具有顯著性，因為εt-12dt-1這一項的系數(shù)為0.019，且在1%水平上顯著，所以存在新信息沖擊曲線的非對稱性，并且也說明，在市場信息不對稱的情況下，人民幣對美元升值的市場信息有杠桿作用。也就是升值和貶值的沖擊有明顯差異，貶值的影響持續(xù)系數(shù)為0.073，而升值的影響持續(xù)系數(shù)為0.073+0.019=0.092。

三、結(jié)語

根據(jù)研究可以知道，人民幣匯率預(yù)期波動是比較劇烈的，存在ARCH效應(yīng)，即人民幣匯率表現(xiàn)出寬尾特征和波動群集性。寬尾性說明對多數(shù)市場參與者而言人民幣匯率具有同向影響。即當(dāng)市場有收益時，大多數(shù)人都會有收益，而當(dāng)市場呈現(xiàn)虧損，則大多數(shù)人虧損。波動群集性表示人民幣匯率預(yù)期是群集性行為，人民幣匯率的升值和貶值是相對連續(xù)的，因此若市場導(dǎo)致人民幣匯率升值或著貶值，該趨勢將持續(xù)較長的時間。因而政策當(dāng)局為了人民幣幣值的穩(wěn)定，在預(yù)期偏離名義匯率時，可采取適當(dāng)政策予以干預(yù)。

另外，人民幣匯率預(yù)期的波動具有明顯的不對稱性，對于導(dǎo)致人民幣貶值的相關(guān)信息反映較小，而對于導(dǎo)致人民幣升值的相關(guān)信息反映較大。這與當(dāng)今人民幣升值預(yù)期的大背景是相符的，特別是在2007年、2008年和2009年，在各種聲音和勢力的壓力下，人民幣升值進(jìn)度迅猛。而如果我們回顧東南亞一些國家的波動歷史，可以發(fā)現(xiàn)作為一個新興的發(fā)展中國家，人民幣匯率易貶值難升值是復(fù)合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律的。因此，對于人民幣升值壓力，我們應(yīng)謹(jǐn)慎對待，進(jìn)而保持人民幣匯率的基本穩(wěn)定。

參考文獻(xiàn)：

[1]姚戰(zhàn)琪.基于ARCH模型的我國股票市場收益波動性研究[J].貴州財經(jīng)學(xué)院學(xué)報，2012，（04）：52-56.

[2]曹紅輝，王琛.人民幣匯率預(yù)期：基于ARCH族模型的實證分析[J].國際金融研究，2008，（4）：52-59.

[3]相瑞，陶士貴.GARCH模型檢驗人民幣匯率趨勢的有效性研究[J].科技廣場，2009.（10）：103-105.

[4]任兆璋，寧忠忠.人民幣匯率預(yù)期的隨機波動模型研究[J].暨南學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2007，（03）：23-28.

[5]婁可元，周圣物，胡素敏，丁玉潔.基于非對稱GARCH模型的美元/人民幣匯率VaR分析[J].經(jīng)濟研究導(dǎo)刊，2009，（05）：102-105.

作者簡介：汪廷美（1987- ），女，漢族，重慶，助教，碩士研究生，重慶師范大學(xué)涉外商貿(mào)學(xué)院，研究方向：農(nóng)村區(qū)域經(jīng)濟、社會保障