張 見

(東北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 長春 130117)

一、引 言

2005年7月21日，中國人民銀行啟動(dòng)了人民幣匯率形成機(jī)制改革，人民幣匯率不再釘住單一美元，而是形成了更富彈性的以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。2010年7月，香港離岸人民幣參加行開始保留因跨境人民幣結(jié)算產(chǎn)生的人民幣頭寸，并可以用持有的人民幣頭寸進(jìn)行人民幣與美元等其他貨幣的交易，從而逐漸在香港形成了完全以市場供求為基礎(chǔ)的自由浮動(dòng)的人民幣離岸匯率(CNH匯率)。由此可見，香港離岸人民幣匯率的匯率形成機(jī)制與在岸人民幣匯率的匯率形成機(jī)制具有顯著的差異，在岸人民幣匯率是在市場供求的基礎(chǔ)上，參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的有管理的浮動(dòng)匯率，而離岸人民幣匯率是完全由市場供求決定的、自由浮動(dòng)的匯率。在這樣的背景下，在岸人民幣市場與離岸人民幣市場的關(guān)系就成為大家研究的焦點(diǎn)。

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于在岸人民幣和離岸人民幣關(guān)系的研究主要集中于以下四個(gè)方面：第一個(gè)方面的研究是關(guān)于離岸人民幣匯率與在岸人民幣匯率的關(guān)系[1]62-73[2]110-123[3]10-15[4]103-123[5]20-38[6]21-32，其中，又具體包括離岸人民幣匯率遠(yuǎn)期和在岸人民幣匯率即期的關(guān)系、離岸人民幣匯率即期與在岸人民幣匯率即期的關(guān)系[7]26-46[8]4-14[9]170-189[10]34-49、離岸人民幣匯率即期與在岸人民幣匯率遠(yuǎn)期的關(guān)系、離岸人民幣匯率遠(yuǎn)期與在岸人民幣匯率遠(yuǎn)期的關(guān)系[11]371-392，等等；第二個(gè)方面的研究是關(guān)于離岸人民幣利率與在岸人民幣利率的關(guān)系[12]94-106[13]86-96，以及由此帶來的套匯套利行為[14]47-54[15]66-73；第三個(gè)方面的研究是關(guān)于離岸人民幣債券和在岸人民幣債券的關(guān)系[16]44-53[17]77-93；第四個(gè)方面的研究是關(guān)于離岸人民幣對在岸人民幣市場的影響與沖擊，離岸人民幣市場的存在，可能會在一定程度上增加中國人民銀行的管理成本，甚至在某種程度上給未來人民幣的定價(jià)權(quán)帶來不確定性[18]93-104，離岸人民幣市場的發(fā)展還可能對我國貨幣政策產(chǎn)生影響[19]1-35[20]84-96[21]11-17。

除了上述幾個(gè)方面的主要研究之外，也有少量研究側(cè)重分析人民幣匯率形成機(jī)制改革對離岸匯率和在岸匯率的影響。黃學(xué)軍和吳沖鋒(2006)檢驗(yàn)了2005年7月21日人民幣匯率形成機(jī)制改革的前后兩個(gè)階段，離岸人民幣的無本金交割遠(yuǎn)期匯率(Non-Deliverable Forward，NDF)和即期匯率因果關(guān)系的變化。研究發(fā)現(xiàn)，在2005年的人民幣匯率形成機(jī)制改革之后，在岸的現(xiàn)匯市場呈現(xiàn)出明顯的本土信息優(yōu)勢，具體表現(xiàn)為在岸市場即期匯率引導(dǎo)了離岸市場1月期和1年期的無本金交割遠(yuǎn)期匯率，這表明匯率改革以來在岸人民幣市場和離岸人民幣市場的相互作用加強(qiáng)[22]86-92。戎如香(2009)基于在岸人民幣遠(yuǎn)期匯率和離岸人民幣NDF匯率的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：2005年7月21日中國人民銀行啟動(dòng)人民幣匯率形成機(jī)制改革以來，在岸人民幣的遠(yuǎn)期市場和離岸人民幣的NDF市場之間的聯(lián)系持續(xù)加強(qiáng)，在岸與離岸相同期限人民幣的未來匯價(jià)互相影響，處于絕對優(yōu)勢地位的人民幣遠(yuǎn)期匯率定價(jià)市場并不存在，但是人民幣NDF市場的匯率變動(dòng)趨勢引導(dǎo)了在岸人民幣遠(yuǎn)期市場的匯率變化趨勢[23]53-58。劉雅梅(2012)分析了2010年6月19日，人民幣重啟匯改對人民幣在岸市場和離岸市場關(guān)系的影響，研究發(fā)現(xiàn)：人民幣重啟匯改以后，境內(nèi)人民幣匯率在中期價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能方面具有優(yōu)勢，而離岸人民幣匯率在長期價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能方面具有優(yōu)勢[24]68-73。張見(2017)研究發(fā)現(xiàn)，在岸市場的人民幣匯率對人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革的響應(yīng)并不完全，具體表現(xiàn)為在岸市場人民幣匯率時(shí)間序列調(diào)整機(jī)制的變化與人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革的推進(jìn)并沒有保持完全同步[25]56-62。

綜上所述，雖然學(xué)術(shù)界關(guān)于在岸人民幣和離岸人民幣關(guān)系的研究已經(jīng)很多，但是關(guān)于人民幣在岸市場匯率形成機(jī)制改革對于離岸市場人民幣匯率和在岸市場人民幣匯率影響的研究還非常少，特別是缺乏關(guān)于人民幣在岸市場匯率形成機(jī)制改革對于離岸人民幣匯率影響的專門研究。不同于已有研究，本文將專注于分析在岸市場人民幣匯率形成機(jī)制改革的一個(gè)重要組成部分——人民幣在岸市場匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革對于離岸市場人民幣匯率產(chǎn)生的影響。具體而言，本文將運(yùn)用時(shí)間序列斷點(diǎn)檢驗(yàn)和自回歸模型，分析2015年8月11日中國人民銀行實(shí)施的人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革對于香港離岸市場人民幣匯率產(chǎn)生的影響。本文結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是引言，主要闡述本文的相關(guān)研究背景、相關(guān)研究現(xiàn)狀和本文研究目標(biāo)等內(nèi)容；第二部分是歷史回顧與預(yù)期假設(shè)，主要是在回顧人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革的歷史進(jìn)程，以及離岸人民幣匯率形成與發(fā)展的基礎(chǔ)上，提出關(guān)于人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革對離岸人民幣匯率影響的預(yù)期假設(shè)；第三部分實(shí)證分析，主要是運(yùn)用實(shí)證分析的方法來檢驗(yàn)第二部分提出的預(yù)期假設(shè)；第四部分總結(jié)全文并提出相應(yīng)的政策建議。

二、歷史回顧與影響機(jī)制

(一)人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革歷史進(jìn)程的回顧

人民幣匯率中間價(jià)的報(bào)價(jià)改革是中國人民銀行主導(dǎo)實(shí)施的人民幣匯率形成機(jī)制改革的重要組成部分之一。從2005年7月21日開始，到目前為止，中國人民銀行一共實(shí)施了三次人民幣匯率中間價(jià)的報(bào)價(jià)改革：

第一次人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革是在2005年7月21日。2005年7月21日，中國人民銀行啟動(dòng)了人民幣匯率形成機(jī)制改革，人民幣匯率不再釘住單一美元，而是形成了更富彈性的以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。同時(shí)，中國人民銀行規(guī)定每個(gè)交易日閉市后公布的當(dāng)天銀行間外匯市場中美元等主要交易貨幣對人民幣的匯率收盤價(jià)，作為下一個(gè)交易日該貨幣與人民幣交易的中間價(jià)。在2005年7月21日，中國人民銀行首次公布了美元對人民幣匯率的中間價(jià)為8.11 RMB=1 DOLLAR。中國人民銀行同時(shí)規(guī)定每個(gè)交易日銀行間外匯市場中美元對人民幣的交易價(jià)格必須在中國人民銀行公布的美元兌人民幣匯率中間價(jià)的上下0.3%的幅度內(nèi)進(jìn)行浮動(dòng)。

第二次人民幣匯率中間價(jià)的報(bào)價(jià)改革是在2006年1月4日。從2006年1月4日開始，中國外匯交易中心在銀行間外匯市場的每個(gè)交易日開盤之前向所有做市商進(jìn)行詢價(jià)，之后以全部做市商報(bào)價(jià)為樣本來計(jì)算人民幣兌美元匯率的中間價(jià)。具體計(jì)算過程是，先去掉最高報(bào)價(jià)和最低報(bào)價(jià)，然后把剩余報(bào)價(jià)進(jìn)行加權(quán)平均*具體權(quán)重是由中國外匯交易中心根據(jù)做市商在銀行間外匯市場中的交易份額和報(bào)價(jià)情況等相關(guān)指標(biāo)綜合確定。，從而得到當(dāng)天人民幣兌美元匯率的中間價(jià)。

第三次人民幣匯率中間價(jià)的報(bào)價(jià)改革是在2015年8月11日。中國人民銀行于2015年8月11日要求所有做市商在每天銀行間外匯市場開盤之前，需要參照上一個(gè)交易日銀行間外匯市場匯率的收盤價(jià)，同時(shí)綜合考慮當(dāng)前外匯市場的供求情況和國際主要貨幣的匯率變化情況，并以此為依據(jù)向中國外匯交易中心進(jìn)行報(bào)價(jià)。不同于2006年1月4日的人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革，2015年的改革更加強(qiáng)調(diào)做市商報(bào)價(jià)的時(shí)候既要參考前一天的收盤價(jià)，也要考慮當(dāng)前外匯市場的供求狀況。

(二)離岸人民幣匯率的歷史回顧

1.離岸人民幣匯率形成之前

香港是人民幣離岸市場形成和發(fā)展的主要國際金融市場。早在2004年，香港特區(qū)的部分銀行開始試辦人民幣的個(gè)人業(yè)務(wù)，具體包括人民幣存款、匯款和兌換等業(yè)務(wù)。2009年7月，中國人民銀行開始實(shí)施跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算試點(diǎn)，之后，香港人民幣存量開始大量增加。但是此時(shí)，香港離岸市場并沒有形成獨(dú)立于在岸市場的離岸人民幣匯率。因?yàn)榇藭r(shí)，香港從事人民幣業(yè)務(wù)的銀行在為客戶辦理跨境貿(mào)易的人民幣結(jié)算之后，所累積的人民幣頭寸，必須每天到中國銀行(香港)有限公司*中國銀行(香港)有限公司是此時(shí)香港的人民幣清算行。進(jìn)行平盤，而平盤的匯率是在岸市場的匯率。在這種情況下，香港從事人民幣業(yè)務(wù)的銀行幾乎無法保留太多的人民幣頭寸，這些銀行之間也基本上不存在人民幣對其他貨幣的買賣交易，當(dāng)然也就無法形成獨(dú)立于在岸市場的離岸人民幣匯率。

2.離岸人民幣匯率形成之后

2010年7月，隨著香港離岸市場的人民幣存量不斷增加，中國人民銀行開始允許香港從事人民幣業(yè)務(wù)的相關(guān)銀行可以自行對盤，而不需要經(jīng)由清算行，從而逐漸形成離岸人民幣(CNY IN HONG KONG，CNH)匯率。具體而言，在有關(guān)的監(jiān)管規(guī)定修改后，香港人民幣業(yè)務(wù)的參加銀行可以自行保留因跨境人民幣結(jié)算產(chǎn)生的人民幣頭寸，并且可以用持有的人民幣頭寸與客戶(包括普通客戶和同業(yè)銀行)進(jìn)行人民幣的買賣，從而逐漸在香港形成了人民幣離岸外匯交易市場(CNH市場)和人民幣離岸匯率(CNH匯率)。

2011年6月27日香港財(cái)資市場公會，正式公布離岸人民幣兌美元的即期匯率定盤價(jià)。具體而言，香港財(cái)資市場公會每個(gè)工作日從15家報(bào)價(jià)銀行所提供的中間報(bào)價(jià)中，剔除兩個(gè)最高及兩個(gè)最低的報(bào)價(jià)，再取其平均數(shù)來確定離岸人民幣即期匯率的定盤價(jià)。

(三)人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革對離岸人民幣匯率的影響機(jī)制

通過回顧離岸人民幣匯率的形成過程可以發(fā)現(xiàn)，雖然離岸人民幣交易完全由市場供求決定，但是離岸人民幣存量來自于在岸市場，由此決定了離岸人民幣匯率的變化，也可能會受到在岸人民幣匯率政策的影響。因此，筆者預(yù)期在岸人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革也會對離岸人民幣匯率產(chǎn)生重要影響，具體影響渠道和機(jī)制如下：

第一個(gè)影響渠道是基于跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算的政策傳導(dǎo)。具體的影響機(jī)制是：在岸人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革首先會影響到在岸人民幣匯率，而在岸人民幣匯率又會進(jìn)一步影響到跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算的規(guī)模和結(jié)構(gòu)，進(jìn)而影響到離岸金融市場對人民幣的供給和需求，最終影響到離岸人民幣匯率的變化。

第二個(gè)影響渠道是基于跨境人民幣投資的政策傳導(dǎo)。具體的影響機(jī)制是：跨境人民幣投資包括跨境人民幣直接投資(比如RFDI和RODI)和跨境人民幣證券投資(比如RQFII和RQDII)，在岸人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革首先不僅會影響到在岸人民幣匯率，也會影響在岸市場相關(guān)金融產(chǎn)品的價(jià)格，而這兩個(gè)方面都會對跨境人民幣投資的方向和規(guī)模產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響到離岸金融市場對人民幣的供給和需求，最終影響到離岸人民幣匯率的變化。

在接下來的第三部分，筆者將通過實(shí)證研究來進(jìn)一步檢驗(yàn)在岸市場人民幣匯率中間價(jià)的報(bào)價(jià)改革對于離岸市場人民幣匯率產(chǎn)生的重要影響。

三、實(shí)證分析

(一)實(shí)證分析的思路與方法

第三部分的實(shí)證分析具體包括兩個(gè)主要步驟：

第一步，筆者將使用斷點(diǎn)檢驗(yàn)的方法來確定香港離岸人民幣匯率形成以來，離岸人民幣匯率的自回歸機(jī)制是否存在著結(jié)構(gòu)突變，發(fā)生了幾次結(jié)構(gòu)突變，這些結(jié)構(gòu)突變的具體時(shí)間是什么。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的具體時(shí)點(diǎn)是否與人民幣匯率中間價(jià)的報(bào)價(jià)改革進(jìn)程相一致。

第二步，通過對不同階段的離岸人民幣匯率進(jìn)行自回歸分析，來確定結(jié)構(gòu)突變發(fā)生前后人民幣離岸匯率的具體自回歸機(jī)制，在此基礎(chǔ)上對不同階段人民幣離岸匯率的自回歸方程進(jìn)行比較。

(二)數(shù)據(jù)的收集與處理

正如前面的分析所指出，香港離岸人民幣匯率初步形成于2010年7月，但是剛開始形成的離岸人民幣匯率并不成熟，因?yàn)椴荒芡耆从呈袌龉┣蟮挠绊?，而是會受到很多非市場因素的影響。在這種情況下，為了確保實(shí)證分析的準(zhǔn)確性，本文收集的香港離岸人民幣匯率數(shù)據(jù)是從離岸人民幣匯率形成一年之后開始的，此時(shí)的離岸人民幣匯率已經(jīng)能夠完全反映市場供求的影響，而不會受到過多非市場因素的影響。具體而言，本文選取了2011年6月28日到2016年12月5日的以直接標(biāo)價(jià)法表示的香港離岸市場人民幣兌美元匯率的日度數(shù)據(jù)。其中，2012年4月30日之前的數(shù)據(jù)來源于Reuters數(shù)據(jù)庫，2012年4月30日及以后的數(shù)據(jù)來源于Wind資訊。

為了在后續(xù)的實(shí)證分析中確保數(shù)據(jù)平穩(wěn)，筆者對人民幣兌美元離岸匯率的原始日度數(shù)據(jù)計(jì)算了自然對數(shù)，并在此基礎(chǔ)上計(jì)算了一階差分。對數(shù)差分之后的香港離岸人民幣兌美元匯率被定義為DLOER，具體如圖1所示。

圖1 對數(shù)差分之后的香港人民幣兌美元離岸匯率

如圖1所示，對數(shù)差分之后的香港人民幣兌美元離岸匯率數(shù)據(jù)表現(xiàn)出非常顯著的雙向波動(dòng)特征，0值以上的點(diǎn)表示當(dāng)期匯率相對于上期有所增加，這意味著當(dāng)期離岸人民幣相對于上期有所貶值，0值以下的點(diǎn)表示當(dāng)期匯率相對于上期有所降低，這意味著當(dāng)期離岸人民幣相對于上期有所升值。2015年8月11日出現(xiàn)了一個(gè)異常的高點(diǎn)，表明當(dāng)日離岸人民幣匯率相對于前一日出現(xiàn)了較大幅度的貶值，這主要是受到2015年8月11日在岸人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革的影響。

(三)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

因?yàn)闀r(shí)間序列可能會存在結(jié)構(gòu)突變，為了提高檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性，筆者同時(shí)使用了普通的單位根檢驗(yàn)方法和包含斷點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)了對數(shù)差分之后的香港人民幣兌美元離岸匯率的時(shí)間序列DLOER的平穩(wěn)性特征。具體的檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：

表1 時(shí)間序列DLOER平穩(wěn)性的檢驗(yàn)結(jié)果

說明：“***”表示在1%的水平上顯著，“**”表示在5%的水平上顯著，“*”表示在10%的水平上顯著。

如表1的檢驗(yàn)結(jié)果所示，在沒有考慮結(jié)構(gòu)發(fā)生突變的情況下，為了提高檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性，筆者同時(shí)采用了Augmented Dickey-Fuller和Phillips-Perron兩種檢驗(yàn)?zāi)Ｊ絹磉M(jìn)行普通的單位根檢驗(yàn)，最后的結(jié)論都顯著支持時(shí)間序列DLOER在沒有結(jié)構(gòu)突變的情況下不存在單位根，具體的顯著性水平都是1%。同樣，在考慮存在結(jié)構(gòu)突變的情況下，為了提高檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性，筆者同時(shí)采用了Intercept Break Min-T、Dickey-Fuller Min-T、Intercept Break Max-Abs-T和Intercept Break Max-T四種模式來選擇斷點(diǎn)，最后的檢驗(yàn)結(jié)果都顯著地表明時(shí)間序列DLOER在考慮存在結(jié)構(gòu)突變的情況下也是平穩(wěn)的，相應(yīng)的顯著性水平都是1%?？傮w來看，不論是否考慮存在結(jié)構(gòu)突變的可能，時(shí)間序列DLOER都不存在單位根，也就是說，時(shí)間序列DLOER具有顯著的平穩(wěn)性特征。

(四)斷點(diǎn)檢驗(yàn)

1.斷點(diǎn)的存在性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)時(shí)間序列DLOER的自回歸過程是否存在斷點(diǎn)或結(jié)構(gòu)突變，筆者先對序列DLOER構(gòu)建了全局自回歸模型。在全局自回歸模型的優(yōu)化選擇過程中，筆者確定的滯后階數(shù)是3。在此基礎(chǔ)上，筆者運(yùn)用Quandt-Andrews Unknown Breakpoint Test檢驗(yàn)了時(shí)間序列DLOER是否存在斷點(diǎn)，這種檢驗(yàn)的原假設(shè)是認(rèn)為時(shí)間序列不存在斷點(diǎn)。在使用Quandt-Andrews Unknown Breakpoint Test檢驗(yàn)斷點(diǎn)存在性的過程中，需要對時(shí)間序列DLOER中每個(gè)被選時(shí)點(diǎn)區(qū)間內(nèi)的時(shí)點(diǎn)作為斷點(diǎn)的可能性進(jìn)行逐一比較。在這種情況下，為了保證斷點(diǎn)自回歸過程中的樣本充足，需要提前確定時(shí)間序列DLOER的被選時(shí)點(diǎn)區(qū)間，一般是設(shè)定時(shí)間序列數(shù)據(jù)兩端不參與斷點(diǎn)比較的數(shù)據(jù)比例。為了盡可能地避免潛在的結(jié)構(gòu)突變時(shí)點(diǎn)無法參與斷點(diǎn)比較，筆者在確定不參與斷點(diǎn)比較的數(shù)據(jù)比例時(shí)，分別選擇了5%、10%和15%三種比例，以確保盡可能多的時(shí)點(diǎn)被包括在斷點(diǎn)比較的區(qū)間內(nèi)。具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

表2 時(shí)間序列DLOER結(jié)構(gòu)突變存在性的檢驗(yàn)結(jié)果

如表2所示，在5%、10%和15%三個(gè)不參與斷點(diǎn)比較的數(shù)據(jù)比例下，為了獲得更為準(zhǔn)確的檢驗(yàn)結(jié)果，筆者分別同時(shí)考察了六個(gè)統(tǒng)計(jì)量，分別是Maximum LR F-Statistic、Maximum Wald F-Statistic、Exp LR、Exp Wald、Ave LR F-Statistic和Ave Wald F-Statistic。對于Maximum LR F-Statistic而言，在5%、10%和15%三種比例下，相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)值分別是5.433 649、5.433 649和5.433 649，對應(yīng)的概率分別是0.103 1、0.082 2和0.066 6，這表明原假設(shè)不存在斷點(diǎn)的可能性小于11%；對于Maximum Wald F-Statistic而言，在5%、10%和15%三種比例下，相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)值分別是10.867 300、10.867 300和10.867 300，對應(yīng)的概率分別是0.103 1、0.082 2和0.066 6，這表明原假設(shè)不存在斷點(diǎn)的可能性小于11%；對于Exp LR F-Statistic而言，在5%、10%和15%三種比例下，相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)值分別是1.532 584、1.591 179和1.657 868，對應(yīng)的概率分別是0.060 6、0.052 1和0.044 4，這表明原假設(shè)不存在斷點(diǎn)的可能性小于7%；對于Exp Wald F-Statistic而言，在5%、10%和15%三種比例下，相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)值分別是3.446 791、3.538 003和3.639 599，對應(yīng)的概率分別是0.040 3、0.035 9和0.031 8，這表明原假設(shè)不存在斷點(diǎn)的可能性小于7%；對于Ave LR F-Statistic而言，在5%、10%和15%三種比例下，相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)值分別是2.626 787、2.768 712和2.935 074，對應(yīng)的概率分別是0.021 8、0.021 1和0.019 7，這表明原假設(shè)不存在斷點(diǎn)的可能小于3%；對于Ave Wald F-Statistic而言，在5%、10%和15%三種比例下，相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)值分別是5.253 574、5.537 424和5.870 148，對應(yīng)的概率分別是0.021 8、0.021 1和0.019 7，這表明原假設(shè)不存在斷點(diǎn)的可能小于3%?？傮w來看，時(shí)間序列DLOER結(jié)構(gòu)突變存在性的檢驗(yàn)結(jié)果表明，時(shí)間序列DLOER不存在斷點(diǎn)的可能性總體較小，也就是說，時(shí)間序列DLOER有很大可能存在著斷點(diǎn)或結(jié)構(gòu)突變。

2.斷點(diǎn)搜尋

在確定了時(shí)間序列DLOER有很大可能存在著斷點(diǎn)或結(jié)構(gòu)突變之后，接下筆者將進(jìn)一步確定時(shí)間序列DLOER結(jié)構(gòu)突變的具體時(shí)點(diǎn)。為了相互驗(yàn)證，筆者將采用兩種方法來尋找可能存在的斷點(diǎn)：

(1)Chow檢驗(yàn)

在Chow 檢驗(yàn)的框架下，筆者需要首先指定潛在的可能斷點(diǎn)，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量加以檢驗(yàn)。Chow 檢驗(yàn)的原假設(shè)是在所選擇的時(shí)點(diǎn)不存在斷點(diǎn)?？紤]到2015年8月11日中國人民銀行實(shí)施了人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革，根據(jù)第二部分的預(yù)期結(jié)論，筆者選擇2015年8月11日作為待檢驗(yàn)的斷點(diǎn)?；贑how 檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 基于Chow檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果

如表3所示，在Chow 檢驗(yàn)的框架下一共計(jì)算了三個(gè)統(tǒng)計(jì)量，分別是F-Statistic、Log Likelihood Ratio和Wald Statistic。這三個(gè)統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的統(tǒng)計(jì)值分別是5.433 649、10.857 48和10.867 30，相應(yīng)的概率都是0.004 4。因?yàn)樵僭O(shè)是時(shí)間序列DLOER在2015年8月11日這一天不存在斷點(diǎn)，而表3的檢驗(yàn)結(jié)果表明在2015年8月11日這一天不存在斷點(diǎn)的概率小于1%，因此，時(shí)間序列DLOER在2015年8月11日這一天存在斷點(diǎn)的概率非常大。

(2)Bai and Perron檢驗(yàn)

基于Chow檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，時(shí)間序列DLOER在2015年8月11日這一天存在斷點(diǎn)的概率非常大。但是Chow檢驗(yàn)有一個(gè)很大的問題，就是斷點(diǎn)的選擇存在一定的主觀性，進(jìn)而可能導(dǎo)致斷點(diǎn)的選擇出現(xiàn)偏誤。為了克服Chow檢驗(yàn)的這一弱點(diǎn)，筆者繼續(xù)選擇Bai and Perron的檢驗(yàn)方法來進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。Bai and Perron的檢驗(yàn)方法是由Bai[26]315-352和Bai and Perron[27]47-79[28]72-78提出的檢驗(yàn)方法。這種檢驗(yàn)方法相對于Chow檢驗(yàn)的優(yōu)勢是，不需要主觀預(yù)先指定潛在的斷點(diǎn)位置。

為了尋找時(shí)間序列DLOER的自回歸過程中斷點(diǎn)或結(jié)構(gòu)突變的具體位置，筆者先對序列DLOER構(gòu)建了全局自回歸模型。在全局自回歸模型的優(yōu)化選擇過程中，筆者綜合顯著性水平等各項(xiàng)指標(biāo)確定的滯后階數(shù)是3。為了提升檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性，筆者在Bai和Perron的框架下，使用了Sequential L+1 vs.L和Sequential test all subsets兩種具體的方法。考慮到在前面的時(shí)間序列DLOER結(jié)構(gòu)突變的存在性檢驗(yàn)結(jié)果中，時(shí)間序列DLOER不存在斷點(diǎn)的可能性總體小于11%，因此，筆者在運(yùn)用Bai和Perron尋找斷點(diǎn)的時(shí)候，選擇的顯著性水平是10%。同時(shí)，考慮到15%的數(shù)據(jù)缺省比例已足以涵蓋大部分潛在的斷點(diǎn)位置，而且還能提升估計(jì)精度，因此，筆者選擇15%作為不參與斷點(diǎn)搜尋的數(shù)據(jù)比例。具體的斷點(diǎn)檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 時(shí)間序列DLOER自回歸模型結(jié)構(gòu)突變具體時(shí)點(diǎn)的檢驗(yàn)結(jié)果

如表4所示，雖然筆者并沒有指定具體斷點(diǎn)位置和斷點(diǎn)個(gè)數(shù)，但是基于Bai和Perron的檢驗(yàn)框架，Sequential L+1 vs.L和Sequential test all subsets兩種方法檢驗(yàn)得到的DLOER自回歸模型發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的具體時(shí)點(diǎn)都是2015年8月11日。由此可見，DLOER自回歸模型的確在2015年8月11日發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。通過筆者在論文第二部分的介紹可以發(fā)現(xiàn)，從2005年7月21日開始，中國人民銀行一共主導(dǎo)實(shí)施了三次人民幣匯率中間價(jià)的報(bào)價(jià)改革，這三次人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革分別發(fā)生在2005年7月21日、2006年1月4日和2015年8月11日。不過在2011年6月28日到2016年12月5日這個(gè)時(shí)間范圍內(nèi)，中國人民銀行只是在2015年8月11日這一天實(shí)施了人民幣匯率中間價(jià)的報(bào)價(jià)改革。根據(jù)第二部分的預(yù)設(shè)結(jié)論，筆者用2011年6月28日到2016年12月5日的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)建立的DLOER自回歸模型，可能會在2015年8月11日左右發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。而表3和表4的實(shí)證分析結(jié)果，很好地支持了這一預(yù)設(shè)結(jié)論。這也進(jìn)一步表明，雖然存在資本項(xiàng)目管制，但是中國人民銀行的人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革依然能對香港離岸人民幣匯率走勢產(chǎn)生顯著的影響。

(五)分階段的自回歸方程

基于前文斷點(diǎn)檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果，筆者發(fā)現(xiàn)時(shí)間序列DLOER的自回歸模型的確在2015年8月11日產(chǎn)生了明顯的結(jié)構(gòu)突變。在此基礎(chǔ)上，筆者又進(jìn)一步估計(jì)了在2015年8月11日發(fā)生結(jié)構(gòu)突變前后時(shí)間序列DLOER的自回歸方程，并對兩種不同的時(shí)間序列調(diào)整機(jī)制進(jìn)行了比較。具體估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 時(shí)間序列DLOER分階段自回歸模型

說明：“***”表示在1%的水平上顯著，“**”表示在5%的水平上顯著，“*”表示在10%的水平上顯著。

如表5的估計(jì)結(jié)果所示，DLOER的分階段自回歸方程在2011.6.28-2015.8.10和2015.8.11-2016.12.5這兩個(gè)不同階段的估計(jì)參數(shù)都很顯著，而且差異也很顯著。具體而言，在2011.6.28-2015.8.10這個(gè)階段，變量DLOER只與滯后一期的DLOER(-1)顯著負(fù)相關(guān)，而與DLOER(-2)和DLOER(-3)不存在顯著相關(guān)，這意味著這一階段的人民幣匯率變化主要受到了前一期人民幣匯率變化的負(fù)向影響；在2015.8.11-2016.12.5這個(gè)階段，變量DLOER與滯后三期的DLER(-3)之間存在著高度負(fù)相關(guān)，而與DLOER(-1)和DLOER(-2)之間不存在顯著相關(guān)，這意味著這一階段的人民幣匯率變化主要是受到了滯后三期的人民幣匯率變化的負(fù)向影響?？偟膩砜?，DLOER的分階段自回歸模型在2011.6.28-2015.8.10和2015.8.11-2016.12.5這兩個(gè)階段存在著顯著差異，表明在岸市場的人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革對香港離岸人民幣市場產(chǎn)生了巨大影響。

四、結(jié)論與政策建議

(一)本文的主要結(jié)論

綜上所述，本文使用時(shí)間序列斷點(diǎn)搜尋和自回歸模型，檢驗(yàn)并估計(jì)了2015年8月11日在岸市場人民幣匯率中間價(jià)的報(bào)價(jià)改革對香港離岸市場人民幣匯率的影響。主要得到了以下兩個(gè)方面的結(jié)論：

第一個(gè)方面的結(jié)論是，2015年8月11日中國人民銀行實(shí)施的在岸市場人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革導(dǎo)致香港離岸人民幣匯率的時(shí)間序列調(diào)整機(jī)制發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。

第二個(gè)方面的結(jié)論是，香港離岸人民幣匯率的時(shí)間序列調(diào)整機(jī)制在2011.6.28-2015.8.10和2015.8.11-2016.12.5這兩個(gè)階段存在著顯著差異，表明在岸市場的人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革對香港離岸人民幣市場產(chǎn)生了巨大影響。

(二)政策建議

基于上述研究結(jié)論，本文的政策建議是：

第一，中國人民銀行在推進(jìn)人民幣匯率改革，特別是人民幣匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)改革的過程中，不能僅僅只考慮到在岸人民幣匯率的實(shí)際情況，還必須充分考慮到離岸人民幣匯率的實(shí)際情況。具體而言，筆者認(rèn)為人民幣中間價(jià)確定的時(shí)候，不僅僅要考慮上海銀行間外匯市場做市商的報(bào)價(jià)，也需要適度考慮離岸市場交易商的報(bào)價(jià)(比如香港財(cái)資市場公會計(jì)算CNH匯率時(shí)所參考交易商的報(bào)價(jià))，從而能夠?yàn)槿嗣駧耪业礁雍侠淼闹虚g價(jià)，進(jìn)而增強(qiáng)人民幣匯率的內(nèi)在穩(wěn)定性。

第二，中國人民銀行可以通過適當(dāng)?shù)恼叽胧┤ブ鲃?dòng)對離岸人民幣市場施加影響，因?yàn)楸疚牡膶?shí)證研究表明，即使在外匯市場資本項(xiàng)目管制的情況下，在岸人民幣匯率相關(guān)政策依然可以對離岸人民幣市場產(chǎn)生重大影響。具體而言，筆者認(rèn)為在我國資本開放還沒有完全放開的情況下，中國人民銀行需要進(jìn)一步優(yōu)化跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算安排和跨境人民幣投資安排，并充分利用跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算和跨境人民幣投資這兩個(gè)政策傳導(dǎo)渠道，間接地影響離岸人民幣市場，以確保離岸人民幣市場的健康發(fā)展。

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