人民幣匯率預(yù)期特征研究——基于調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析.doc

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1、人民幣匯率預(yù)期特征研究 ——基于調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析 李曉峰1 錢利珍2 黎琦嘉3 作者信息： 李曉峰，女，廈門(mén)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系教授，博士生導(dǎo)師。研究方向：國(guó)際金融理論與政策；電話：13906005063，郵箱：xfli@，聯(lián)系地址：福建省廈門(mén)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系，郵編：361005。 錢利珍，女，廈門(mén)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系博士研究生，研究方向：國(guó)際金融理論與政策；電話:13779964559，郵箱：qianlizhen@； 黎琦嘉，女，廈門(mén)大學(xué)金融學(xué)博士，中國(guó)金融期貨交易所博士后；電話：15921882638，郵箱: liqijia@。 本文是國(guó)家自然科學(xué)基金課題（項(xiàng)目編號(hào)：70873

2、098）的階段性成果。文責(zé)自負(fù)。 （1、2 廈門(mén)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廈門(mén) 361005） （3 中國(guó)金融期貨交易所，上海 200122） 內(nèi)容提要：持續(xù)的人民幣匯率升值預(yù)期是影響我國(guó)匯率機(jī)制改革和金融穩(wěn)定的一個(gè)難題。本文首次采用國(guó)際知名金融機(jī)構(gòu)的調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了人民幣匯率預(yù)期的特征，研究發(fā)現(xiàn)：（1）金融機(jī)構(gòu)對(duì)人民幣匯率的預(yù)期是非理性的；（2）匯率預(yù)期具有異質(zhì)性，70%以上的金融機(jī)構(gòu)基于匯率過(guò)去的走勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)，平均25%左右的金融機(jī)構(gòu)基于宏觀基本面預(yù)測(cè)；同時(shí)，他們對(duì)相同信息的關(guān)注程度有所不同。這為進(jìn)一步認(rèn)識(shí)人民幣匯率預(yù)期特征和制定匯改方案提供了新的依據(jù)。 關(guān)鍵詞：匯率預(yù)期；非理性；異質(zhì)

3、性 Research on the Characteristics of RMB Exchange Rate Expectations ——A Empirical Study based on Survey Data Li Xiao-feng1 Qian Li-zhen2 Li Qi-jia3 （1、2 School of Economic, Xiamen University） （3 China Financial Future Exchange, Shanghai） Abstract Continuous appreciation expectation of RMB

4、 currency causes challenge to China’s exchange rate mechanism reform and financial stability. In this paper, we use the survey data from well-known international financial institutions to analyze the characteristics of RMB exchange rate expectation and obtain two major findings: (1) financial instit

5、utions’ expectation towards exchange rate is irrational; (2) their exchange rate expectation is heterogeneous, in that more than 70% of financial institutions forecast exchange rate movements based on its past trend, while an average of 25% of financial institutions revert to macro fundamental; what

6、’s more, their degree of attention differs when facing the same information. The above findings provide new reference to understand the characteristics of RMB exchange rate expectation and thus to conduct exchange rate mechanism reforms. Keywords Exchange rate expectations; Irrational; Heterogeneo

7、us 人民幣匯率預(yù)期特征研究 ——基于調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析 內(nèi)容提要：持續(xù)的人民幣匯率升值預(yù)期是影響我國(guó)匯率機(jī)制改革和金融穩(wěn)定的一個(gè)難題。本文首次采用國(guó)際知名金融機(jī)構(gòu)的調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了人民幣匯率預(yù)期的特征，研究發(fā)現(xiàn)：（1）金融機(jī)構(gòu)對(duì)人民幣匯率的預(yù)期是非理性的；（2）匯率預(yù)期具有異質(zhì)性，70%以上的金融機(jī)構(gòu)基于匯率過(guò)去的走勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)，平均25%左右的金融機(jī)構(gòu)基于宏觀基本面預(yù)測(cè)；同時(shí)，他們對(duì)相同信息的關(guān)注程度有所不同。這為進(jìn)一步認(rèn)識(shí)人民幣匯率預(yù)期特征和制定匯改方案提供了新的依據(jù)。 關(guān)鍵詞：匯率預(yù)期；非理性；異質(zhì)性 JEL分類號(hào)：D01;F31;G21 一、引言 從20

8、10年6月央行重啟人民幣匯率形成機(jī)制改革，一年時(shí)間內(nèi)人民幣對(duì)美元已經(jīng)累計(jì)升值5.5%。但是，以美歐為首的國(guó)際社會(huì)還是屢屢以“人民幣被低估”向中國(guó)發(fā)難，金融機(jī)構(gòu)也不斷調(diào)高預(yù)期升值幅度，同時(shí)，金融機(jī)構(gòu)新增外匯占款也不斷回升，說(shuō)明大幅升值并未降低市場(chǎng)的升值預(yù)期。從日本的經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，升值并不可怕，可怕的是升值預(yù)期。升值預(yù)期不僅具有自我實(shí)現(xiàn)性，而且可能會(huì)引起投機(jī)資本的加快流入，帶來(lái)包括貨幣供給快速增長(zhǎng)、資產(chǎn)價(jià)格泡沫、信貸泡沫和通貨膨脹等方面的沖擊，甚至可能給我國(guó)金融穩(wěn)定造成威脅，進(jìn)而加大我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的不確定性。所以，為避免陷入困境，我國(guó)貨幣當(dāng)局必須加強(qiáng)對(duì)升值預(yù)期的管理。而為了更好地引導(dǎo)和管理預(yù)期，貨幣當(dāng)局

9、首先必須了解預(yù)期的特征，所以現(xiàn)階段，亟待進(jìn)一步深入研究人民幣匯率預(yù)期的特征，為引導(dǎo)升值預(yù)期和進(jìn)一步制定匯改方案提供更加可靠的理論和實(shí)證依據(jù)。 國(guó)外學(xué)者對(duì)匯率預(yù)期的特征進(jìn)行了較為深入而細(xì)致的研究，但從國(guó)內(nèi)研究文獻(xiàn)來(lái)看，對(duì)人民幣匯率預(yù)期特征進(jìn)行深入研究的文獻(xiàn)十分鮮見(jiàn)。為此，本文采用彭博資訊終端的調(diào)查數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察人民幣匯率預(yù)期的特征，發(fā)現(xiàn)了一些比較有意義的結(jié)論。本文可能的研究貢獻(xiàn)主要包括：（1）國(guó)外學(xué)者早在1990年就開(kāi)始利用調(diào)查數(shù)據(jù)研究匯率預(yù)期的特征，但由于國(guó)內(nèi)缺乏調(diào)查數(shù)據(jù)，所以遲遲未出現(xiàn)此類研究。本文首次采用國(guó)際知名金融機(jī)構(gòu)的匯率預(yù)期調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)人民幣匯率預(yù)期特征做了較為細(xì)致的研究，從而避免

10、了采用各種代理變量可能帶來(lái)的偏差，更好地反映現(xiàn)實(shí)中市場(chǎng)個(gè)體的匯率預(yù)期狀況；（2）本文研究發(fā)現(xiàn)各金融機(jī)構(gòu)的匯率預(yù)期具有顯著的異質(zhì)性，表現(xiàn)為各機(jī)構(gòu)采用不同的預(yù)期方式形成匯率預(yù)期，同時(shí)他們對(duì)相同信息（變量）的關(guān)注程度不同，表現(xiàn)為預(yù)期形成方式中對(duì)同一信息變量所賦予的參數(shù)不同，這為我們認(rèn)識(shí)人民幣匯率預(yù)期特征提供了新的依據(jù)；（3）本文研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)對(duì)人民幣匯率的預(yù)期是非理性的，并且大多數(shù)（70%以上）的金融機(jī)構(gòu)采用外推預(yù)期模型，也即根據(jù)匯率的近期走勢(shì)形成匯率預(yù)期。因此，如果即期匯率升值速度加快，將進(jìn)一步強(qiáng)化升值預(yù)期，本文據(jù)此對(duì)貨幣當(dāng)局進(jìn)一步制定匯改方案提出政策建議。 本文后續(xù)部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為

11、匯率預(yù)期的文獻(xiàn)綜述；第三部分為匯率預(yù)期形成模型和計(jì)量方法；第四部分為金融機(jī)構(gòu)匯率預(yù)期數(shù)據(jù)的描述；第五部分為人民幣匯率預(yù)期特征的經(jīng)驗(yàn)分析；最后總結(jié)全文并提出政策建議。 二、匯率預(yù)期的文獻(xiàn)綜述 經(jīng)濟(jì)主體的預(yù)期形成機(jī)制一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)和金融學(xué)領(lǐng)域的一個(gè)重要問(wèn)題。20世紀(jì)70年代布雷頓森林體系垮臺(tái)后，許多國(guó)家開(kāi)始實(shí)行浮動(dòng)匯率制度，匯率預(yù)期對(duì)匯率波動(dòng)、資本流動(dòng)和金融穩(wěn)定的影響不斷增強(qiáng)，因而引起了學(xué)者們的關(guān)注，預(yù)期理論預(yù)期理論的發(fā)展情況詳見(jiàn)丁志杰、郭凱和閏瑞明（2009）。 在外匯市場(chǎng)的應(yīng)用研究也逐漸興起。在之前外推預(yù)期、適應(yīng)性預(yù)期和理性預(yù)期等幾種形成方式的基礎(chǔ)上，學(xué)者們進(jìn)一步提出了以宏觀基

12、本面為基礎(chǔ)的回歸預(yù)期方式，并對(duì)匯率預(yù)期是否理性、匯率預(yù)期的形成方式以及預(yù)期異質(zhì)性等問(wèn)題做深入研究，從而深化了對(duì)匯率預(yù)期的認(rèn)識(shí)。MacDonald和Taylor（1989）、Ito（1990）、Chinn等（1994）和Verschoor等（2002）的研究一致發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)主體的匯率預(yù)期具有非理性；Frankel和Froot（1990）、Takagi（1991）、Allan和Taylor（1990）在研究中發(fā)現(xiàn)外匯市場(chǎng)上存在著使用外推預(yù)期模型的技術(shù)分析者和使用回歸預(yù)期模型的基本面分析者。更進(jìn)一步地，Ito（1990）、MacDonald和Marsh（1996）、Bnassy-Qur et al.（2

13、003）和Frenkel et al.（2009）基于金融機(jī)構(gòu)發(fā)布的匯率預(yù)期調(diào)查數(shù)據(jù)，證實(shí)了匯率預(yù)期具有顯著的異質(zhì)性，他們同時(shí)也對(duì)異質(zhì)性的來(lái)源進(jìn)行了研究詳見(jiàn)李曉峰和黎琦嘉（2009）。 。 隨著人民幣的持續(xù)升值，對(duì)人民幣匯率預(yù)期的研究也成為熱點(diǎn)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)人民幣匯率升值預(yù)期的成因、經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、應(yīng)對(duì)措施以及預(yù)期的自我實(shí)現(xiàn)性等問(wèn)題如孫華妤和馬躍（2005）發(fā)現(xiàn)人民幣升值預(yù)期具有“自我實(shí)現(xiàn)”性；李天棟等（2005）發(fā)現(xiàn)匯率預(yù)期具有自我強(qiáng)化的內(nèi)在機(jī)制；石巧榮（2010）認(rèn)為升值預(yù)期的形成原因不是我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，也不是物價(jià)、利率或貨幣供給，而是持續(xù)下降的單位產(chǎn)出勞動(dòng)力成本，因而他建議盡快提高勞動(dòng)報(bào)

14、酬和國(guó)民收入中的居民收入占比。 進(jìn)行了較為深入的研究，不過(guò)，研究中涉及匯率預(yù)期形成特征的比較少。總結(jié)現(xiàn)有文獻(xiàn)，可發(fā)現(xiàn)大家對(duì)人民幣匯率預(yù)期形成特征尚未形成統(tǒng)一觀點(diǎn)，主要觀點(diǎn)分四種：第一種觀點(diǎn)認(rèn)為匯率預(yù)期是理性的，如王曦和才國(guó)偉（2007）在研究人民幣均衡匯率時(shí)，假定市場(chǎng)個(gè)體具有理性的匯率預(yù)期；第二種觀點(diǎn)認(rèn)為人民幣匯率預(yù)期具有向基本面回歸的特征，如趙偉和楊會(huì)臣（2005）在研究貶值預(yù)期和升值預(yù)期情形下釘住匯率制度可持續(xù)性問(wèn)題時(shí)，假定匯率水平高于潛在的市場(chǎng)匯率水平時(shí)，市場(chǎng)形成貶值預(yù)期，反之則形成升值預(yù)期；第三種觀點(diǎn)認(rèn)為人民幣匯率預(yù)期具有異質(zhì)性，也即我國(guó)外匯市場(chǎng)上同時(shí)存在向基本面回歸的預(yù)期和延續(xù)歷史

15、趨勢(shì)的外推預(yù)期，如李曉峰和陳華（2010），他們基于人民幣匯率預(yù)期異質(zhì)性的假定，結(jié)合央行干預(yù)因素構(gòu)建了新的匯率決定模型；最后一種觀點(diǎn)則認(rèn)為人民幣匯率預(yù)期具有外推或者自適應(yīng)的技術(shù)交易特征，如丁志杰等（2009）構(gòu)建基于自適應(yīng)預(yù)期的非拋補(bǔ)利率平價(jià)模型，并進(jìn)行實(shí)證分析，驗(yàn)證了人民幣匯率預(yù)期具備自適應(yīng)特征；陳蓉和鄭振龍（2009）實(shí)證考察了匯率的推定預(yù)期與自適應(yīng)預(yù)期，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)主要根據(jù)即期匯率和美元指數(shù)的變動(dòng)形成推定（外推）預(yù)期。 不過(guò)，前三種觀點(diǎn)的相關(guān)文獻(xiàn)并未針對(duì)預(yù)期本身的特征作相應(yīng)的檢驗(yàn)，他們只是單純假定人民幣匯率預(yù)期具有理性、回歸或者異質(zhì)性質(zhì)。而最后一種觀點(diǎn)的研究者雖然做了一定的實(shí)證檢驗(yàn)，但也存

16、在值得商榷的地方，如檢驗(yàn)方法和預(yù)期代理變量的選擇等方面。具體來(lái)看，陳蓉和鄭振龍(2009)選用NDF作為匯率預(yù)期的代理變量進(jìn)行實(shí)證分析，但其文中同時(shí)也驗(yàn)證了人民幣存在正的風(fēng)險(xiǎn)溢酬和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，遠(yuǎn)期匯率不是未來(lái)即期匯率的無(wú)偏預(yù)期，所以用NDF作為代理變量的實(shí)證分析結(jié)果可能具有一定的偏差；丁志杰等（2009）雖然避開(kāi)直接使用匯率預(yù)期數(shù)據(jù)，但文中構(gòu)建的非拋補(bǔ)利率平價(jià)模型假設(shè)市場(chǎng)個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)中性的前提在現(xiàn)實(shí)中并不成立，同時(shí)其研究是基于自適應(yīng)預(yù)期假定再通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)加以證實(shí)的，并未進(jìn)一步考察回歸預(yù)期等其他預(yù)期方式是否也同時(shí)成立，從而可能影響結(jié)果的全面性。 為此，本文采用金融機(jī)構(gòu)的匯率預(yù)期調(diào)查數(shù)據(jù)，力求更準(zhǔn)確

17、直接地檢驗(yàn)市場(chǎng)微觀主體的人民幣匯率預(yù)期特征，并對(duì)下述問(wèn)題進(jìn)行探討：1.市場(chǎng)個(gè)體對(duì)人民幣匯率的預(yù)期是否理性？2.市場(chǎng)個(gè)體如何形成匯率預(yù)期，是選擇基本面交易者的回歸預(yù)期方式，還是選擇技術(shù)交易者的外推預(yù)期和自適應(yīng)性預(yù)期方式，哪一種方式占主導(dǎo)地位？3.市場(chǎng)個(gè)體的匯率預(yù)期是否具有顯著的異質(zhì)性？如果有，異質(zhì)性體現(xiàn)在哪里？4.根據(jù)市場(chǎng)的匯率預(yù)期形成特征，貨幣管理當(dāng)局應(yīng)如何完善匯改方案以更好地引導(dǎo)升值預(yù)期？ 三、匯率預(yù)期形成模型和計(jì)量方法 （一）基本的匯率預(yù)期形成模型 基本的匯率預(yù)期形成模型分為兩類，理性預(yù)期和非理性預(yù)期模型。其中，非理性預(yù)期模型主要包括回歸預(yù)期、外推預(yù)期和自適應(yīng)預(yù)期三種形式，前

18、者為基本面交易者的預(yù)期形成形式，后兩者為技術(shù)交易者的預(yù)期形成形式。 1.理性預(yù)期形成模型 理性預(yù)期假設(shè)市場(chǎng)個(gè)體能有效地利用一切信息做出最佳預(yù)測(cè)，即便發(fā)生錯(cuò)誤也能立即糾正，將其預(yù)期調(diào)整至與有關(guān)變量實(shí)際值相一致的水平。理性預(yù)期假設(shè)下，市場(chǎng)個(gè)體主觀概率分布的期望值與客觀概率分布的期望值一致，預(yù)期結(jié)果不存在系統(tǒng)性錯(cuò)誤： （1） 其中Ei,t(St+h)表示市場(chǎng)個(gè)體i在t期對(duì)t+h期的匯率預(yù)期（我們稱h為預(yù)期間距水平，本文中h=3、6、9和12個(gè)月），It表示t期市場(chǎng)個(gè)體所能得到的全部信息，St+h表示t+h期觀察到的即期匯率。 2.回歸預(yù)期形

19、成模型 回歸預(yù)期假設(shè)市場(chǎng)個(gè)體是基本面分析者，他們假定匯率會(huì)逐漸回歸到基本面匯率，基于即期匯率對(duì)基本面匯率的偏離形成匯率預(yù)期。基本的回歸預(yù)期模型如下： （2） 其中St表示t期觀察到的即期匯率，St*表示基本面匯率基本面匯率（Fundamental Exchange Rate）與均衡匯率（Equilibrium Exchange Rate）的概念存在差別：基本面匯率是指與宏觀經(jīng)濟(jì)基本面一致的匯率水平，即完全由宏觀經(jīng)濟(jì)基本面所決定的匯率水平；而均衡匯率是指與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中外部均衡目標(biāo)和內(nèi)部均衡目標(biāo)相一致的真實(shí)匯率水平。 ，St*-St表示即期匯率對(duì)基本面匯率的偏離，

20、b為回歸系數(shù)，表示匯率預(yù)期向基本面匯率回歸的速度，b>0表示如果St*> St，市場(chǎng)個(gè)體預(yù)測(cè)匯率將增大。 3.外推預(yù)期形成模型 外推預(yù)期假設(shè)預(yù)期者是技術(shù)交易者，其對(duì)匯率的預(yù)期主要基于匯率的歷史走勢(shì)，基本的外推預(yù)期模型如下： （3） 其中St-1表示t-1期觀察到的即期匯率，St- St-1表示匯率的變化趨勢(shì)，d為外推系數(shù)，代表人們預(yù)期匯率變動(dòng)的趨勢(shì)。d>0表示人們預(yù)期匯率過(guò)去的變化趨勢(shì)在未來(lái)將繼續(xù)保持下去，外推預(yù)期對(duì)匯率形成有助漲助跌的作用。 4.自適應(yīng)預(yù)期形成模型 自適應(yīng)預(yù)期被認(rèn)為是一種學(xué)習(xí)過(guò)程，市場(chǎng)個(gè)體根據(jù)自身過(guò)去的預(yù)測(cè)誤差修正以后的預(yù)期，可被看成是反饋型的

21、預(yù)期形成機(jī)制?；镜淖赃m應(yīng)預(yù)期模型如下： （4） 其中Ei,t-h(St)表示個(gè)體i在t-h期對(duì)t期的匯率預(yù)期，St-Ei,t-h(St)表示即期匯率與t-h期預(yù)期之間的偏差，即預(yù)期的誤差，(1+f)表示自適應(yīng)預(yù)期的調(diào)整系數(shù)，它決定了預(yù)期校正過(guò)去錯(cuò)誤的速度，1+f>0表示當(dāng)即期匯率St>Ei,t-h(St)時(shí)，市場(chǎng)個(gè)體將向上修正匯率預(yù)期，也即增大本期的匯率預(yù)期。當(dāng)1+f取極端值1時(shí)，自適應(yīng)預(yù)期則退化為靜態(tài)預(yù)期。 （二）計(jì)量方法 本文對(duì)于匯率預(yù)期特征的實(shí)證檢驗(yàn)主要分兩部分，第一部分檢驗(yàn)匯率預(yù)期是否理性，如果結(jié)果顯示理性預(yù)期的假設(shè)不成立，則在此基礎(chǔ)上進(jìn)行第二部分的檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)市場(chǎng)個(gè)體的

22、具體非理性預(yù)期形成機(jī)制和其異質(zhì)性問(wèn)題。 對(duì)于匯率預(yù)期是否理性的檢驗(yàn)，主要從匯率預(yù)期的無(wú)偏性以及其與不同信息變量之間的正交性展開(kāi)，下文將用修正異方差的廣義最小二乘法以及F統(tǒng)計(jì)量做相關(guān)檢驗(yàn)。對(duì)于非理性預(yù)期的不同預(yù)期形成機(jī)制的特征，我們改進(jìn)Benassy-Quereet.al（2003）的做法，先對(duì)固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行識(shí)別（下文檢驗(yàn)結(jié)果均表明隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)），再選擇變系數(shù)隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。變系數(shù)的隨機(jī)效應(yīng)模型的一般形式為： （5） 假設(shè)個(gè)體之間既存在個(gè)體效應(yīng)也存在結(jié)構(gòu)效應(yīng)，和隨機(jī)且隨個(gè)體的變化而變化，并且它們構(gòu)成的向量由一個(gè)固定的和隨機(jī)數(shù)構(gòu)成，系數(shù)矩陣。對(duì)

23、于每個(gè)個(gè)體i，以下各假設(shè)成立： ；，；； 假設(shè)截面?zhèn)€體之間存在異方差，這將在下文實(shí)證中進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果也均顯示存在異方差。 由于存在截面異方差，所以本文采取bootstrap法修正異方差的Swamy變系數(shù)隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。系數(shù)隨機(jī)效應(yīng)模型的個(gè)體差異則用Swamy檢驗(yàn)(Swamy，1970)，原假設(shè)為，統(tǒng)計(jì)量為 （6） 其中Xi表示每個(gè)個(gè)體的解釋變量矩陣，是最小二乘法估計(jì)的橫截面系數(shù)，是的加權(quán)平均數(shù)，權(quán)重與的無(wú)偏估計(jì)成反比。在原假設(shè)下，swamy統(tǒng)計(jì)量服從分布。 四、金融機(jī)構(gòu)匯率預(yù)期數(shù)據(jù)的描述 本文采用的即期匯率數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)

24、（CEIC），匯率預(yù)期數(shù)據(jù)來(lái)自彭博資訊終端（Bloomberg）每月公布的國(guó)際知名金融機(jī)構(gòu)對(duì)人民幣的季度由于每個(gè)交易者的預(yù)測(cè)時(shí)間不同，而且公布數(shù)據(jù)的預(yù)測(cè)期限為每年或者次年的第一、二、三和四季度，例如發(fā)布日期為2008年8月29日，則預(yù)測(cè)期限為2008年第三和四季度末、2009年第一和二季度末以及2009年末等。這導(dǎo)致每個(gè)月度公布的預(yù)測(cè)間距水平不一，譬如2008年8月公布的匯率預(yù)期間距水平為1個(gè)月、4個(gè)月、7個(gè)月和10個(gè)月，2008年9月公布的匯率預(yù)期間距水平為3個(gè)月、6個(gè)月、9個(gè)月和12個(gè)月，2008年10月公布的匯率預(yù)期間距水平為2個(gè)月、5個(gè)月、8個(gè)月和11個(gè)月。這導(dǎo)致我們要選取3個(gè)月預(yù)測(cè)間

25、距水平的數(shù)據(jù)，只能在3月份發(fā)布的數(shù)據(jù)中選取第二季度末的預(yù)期、6月份發(fā)布的數(shù)據(jù)中選取第三季度末的預(yù)期（因?yàn)槠渌路萑?月份發(fā)布的數(shù)據(jù)中距離第二季度末僅有兩個(gè)月的時(shí)間），以此類推。為盡可能增加參與實(shí)證的樣本，提升實(shí)證的準(zhǔn)確性，本文將間距水平為2個(gè)半月、3個(gè)月、3個(gè)月半的數(shù)據(jù)近似視為間距水平為3個(gè)月，如在8月16-8月31日預(yù)測(cè)的個(gè)體數(shù)據(jù)距離第二季度末為3個(gè)半月，9月份預(yù)測(cè)的個(gè)體數(shù)據(jù)距離第二季度末為位3個(gè)月，10月1日-15日預(yù)測(cè)的距離第二季度末為2個(gè)半月，三者均視為間距水平為3個(gè)月的匯率預(yù)期。以此類推。 匯率預(yù)期，時(shí)間跨度為2008年7月至2010年7月。參與匯率預(yù)測(cè)的個(gè)體，主要包括44家國(guó)際知

26、名金融機(jī)構(gòu)（未包含2010年之后新增的預(yù)測(cè)機(jī)構(gòu)），如德意志銀行、法國(guó)巴黎銀行、花旗銀行、蘇格蘭皇家銀行、匯豐、高盛和摩根大通等，均屬于在全球范圍內(nèi)比較有影響力的金融機(jī)構(gòu)，所以，該預(yù)期數(shù)據(jù)能較好地代表國(guó)際市場(chǎng)對(duì)于人民幣匯率的預(yù)期情況。同時(shí)，這些金融機(jī)構(gòu)中有62.16%為人民幣銀行間外匯市場(chǎng)會(huì)員，27.03%為做市商或嘗試做市商，也能夠在一定程度上反映人民幣外匯市場(chǎng)交易者的匯率預(yù)期。 在公布的匯率預(yù)期數(shù)據(jù)中，存在某些個(gè)體在某些月份未預(yù)測(cè)的情況，我們參考MacDonald和Marsh (1996)的做法，剔除預(yù)測(cè)次數(shù)小于5次的個(gè)體包括聯(lián)合信貸銀行（UniCredit）、雷曼兄弟（Lehman Br

27、others）、西蒙投資（CFC Seymour）、德累斯登銀行（Dresdner）、紐約銀行（Bank of New York）、野村銀行（Nomura International）和標(biāo)準(zhǔn)銀行（Standard Bank）7家預(yù)測(cè)機(jī)構(gòu)。 ，缺失的數(shù)據(jù)由平均預(yù)期替代。下文實(shí)證涉及的匯率預(yù)期數(shù)據(jù)均為面板數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為25個(gè)月，橫截面?zhèn)€體為37個(gè)，共925個(gè)數(shù)據(jù)。對(duì)總體匯率預(yù)期和截面平均匯率預(yù)期進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)（見(jiàn)表1），結(jié)果顯示隨著間距水平的增大，匯率預(yù)期的平均值減小，而標(biāo)準(zhǔn)差相應(yīng)增大，說(shuō)明市場(chǎng)認(rèn)為長(zhǎng)期匯率升值幅度將大于短期，同時(shí)，市場(chǎng)預(yù)期的異質(zhì)性也隨間距水平的增大而增大。從偏度值情況看，數(shù)值

28、均小于0，分布存在左偏或左厚尾現(xiàn)象，說(shuō)明個(gè)別個(gè)體預(yù)測(cè)人民幣升值的幅度遠(yuǎn)大于平均水平。從峰度值情況看，個(gè)體的匯率預(yù)期出現(xiàn)尖峰情況，而平均的預(yù)期則較為符合正態(tài)分布。這與Jarque-Bera統(tǒng)計(jì)量反映的結(jié)果一致。 表1 匯率預(yù)期調(diào)查數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì) 匯率預(yù)期 觀測(cè)值 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 最小值 最大值 偏度 峰度 JB值 3個(gè)月 925 6.79 0.07 6.35 7.10 -1.06 8.49 1332.9*** 6個(gè)月 925 6.75 0.10 6.30 7.10 -0.69 4.23 132.59*** 9個(gè)月 925 6.6

29、9 0.13 6.12 7.03 -0.55 3.79 70.06*** 12個(gè)月 925 6.61 0.15 5.92 7.06 -0.56 3.80 73.20*** 3個(gè)月平均 25 6.79 0.05 6.64 6.87 -0.87 3.79 3.82 6個(gè)月平均 25 6.75 0.08 6.55 6.87 -0.73 2.84 2.29 9個(gè)月平均 25 6.69 0.11 6.45 6.84 -0.52 2.44 1.45 12個(gè)月平均 25 6.61 0.13 6.32 6.79

30、-0.68 2.67 2.02 注：表中***表示Jarque-Bera估計(jì)量在1%的置信水平上顯著，也即拒絕正態(tài)分布的零假設(shè)。 從金融機(jī)構(gòu)平均匯率預(yù)期數(shù)據(jù)的走勢(shì)來(lái)看，除2008年12月到2010年3月期間存在3個(gè)月和6個(gè)月的匯率貶值預(yù)期外，市場(chǎng)個(gè)體在其他時(shí)間點(diǎn)上均認(rèn)為匯率將出現(xiàn)不同程度的升值（平均預(yù)期與即期匯率的偏差基本為負(fù)，圖1左欄），而間隔12個(gè)月的預(yù)期升值幅度最大。 具體來(lái)看，從2008年8月開(kāi)始人民幣平均升值預(yù)期逐漸減小，這與全球經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和我國(guó)宏觀基本面的情況有關(guān)：第一，受金融危機(jī)影響，外部需求萎縮以及貿(mào)易保護(hù)導(dǎo)致我國(guó)出口大幅下滑，宏觀基本面情況惡化；第二，大量避險(xiǎn)資金

31、流入美國(guó)，托高美元指數(shù)，從2008年6月份開(kāi)始美元指數(shù)開(kāi)始反彈，一直持續(xù)到2009年4月；第三，受全球金融去杠桿化的影響，部分新興市場(chǎng)國(guó)家再現(xiàn)亞洲金融危機(jī)時(shí)期的資本外流、儲(chǔ)備下降和本幣貶值。所以，綜合來(lái)看，人民幣升值的市場(chǎng)基礎(chǔ)被削弱，再加之央行的干預(yù)，導(dǎo)致2008年8月之后匯率升值預(yù)期減小，甚至在2008年12月出現(xiàn)貶值預(yù)期。而2009年5月之后，隨著寬松貨幣政策、四萬(wàn)億投資計(jì)劃以及擴(kuò)大內(nèi)需等應(yīng)對(duì)危機(jī)一籃子政策的效果逐漸顯現(xiàn)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)率先復(fù)蘇，外部需求也開(kāi)始回升，所以市場(chǎng)的升值預(yù)期開(kāi)始增強(qiáng)。雖然央行考慮到國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)尚不明朗以及國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力仍然較大，保持人民幣對(duì)美元匯率維持基本穩(wěn)定（波幅保

32、持在20個(gè)基點(diǎn)之間），但基本面支撐的匯率升值預(yù)期依然較為強(qiáng)勁，并且不斷增強(qiáng)。2010年3月，央行行長(zhǎng)周小川表示包括匯率在內(nèi)的非常規(guī)政策遲早將退出，這使升值預(yù)期快速增強(qiáng)。隨后，2010年6月央行宣布重啟人民幣匯率形成機(jī)制改革，即期匯率重新進(jìn)入較有彈性的波動(dòng)時(shí)期，升值預(yù)期得到部分釋放，市場(chǎng)的平均升值預(yù)期幅度暫時(shí)減小。不過(guò)2010年7月之后升值預(yù)期又進(jìn)一步增強(qiáng)，這與央行干預(yù)減小以及中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行良好有關(guān)。 圖1 平均匯率預(yù)期與即期匯率的偏離以及即期匯率走勢(shì)圖 根據(jù)上述金融機(jī)構(gòu)平均匯率預(yù)期的走勢(shì)分析，可以較為直觀地看出人民幣匯率預(yù)期的變化與宏觀基本面以及央行的干預(yù)相關(guān)，再結(jié)合預(yù)期形成理

33、論，人民幣匯率預(yù)期還應(yīng)與即期匯率變動(dòng)以及預(yù)測(cè)者自身的預(yù)測(cè)誤差相關(guān)。不過(guò)，要更好地認(rèn)識(shí)金融機(jī)構(gòu)主要根據(jù)什么變量形成匯率預(yù)期，他們能否利用所有信息形成理性預(yù)期，還需要更進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。 五、人民幣匯率預(yù)期特征的經(jīng)驗(yàn)分析 （一）人民幣匯率預(yù)期是否理性的檢驗(yàn) 學(xué)者對(duì)匯率預(yù)期是否理性的檢驗(yàn)主要圍繞預(yù)期是否存在系統(tǒng)性偏差展開(kāi)，分別檢驗(yàn)匯率預(yù)期的無(wú)偏性以及其與不同信息變量之間的正交性（也即匯率預(yù)期的有效性），若以上兩個(gè)檢驗(yàn)中任何一個(gè)得不到滿足，則意味著匯率預(yù)期不符合理性要求。 若人民幣匯率預(yù)期Ei,t(St+h)具有無(wú)偏性，則其與真實(shí)匯率St+h之間的偏差，為一均值為0、方差為的隨機(jī)擾動(dòng)。

34、 （7） 其中隨機(jī)擾動(dòng)滿足，如果系數(shù)估計(jì)滿足約束a=0且b=1，即可證明人民幣匯率預(yù)期是無(wú)偏的。 匯率預(yù)期的有效性，指匯率預(yù)期的誤差與任何信息變量正交（也即不相關(guān)）。 （8） 其中Zt代表各種不同類別的信息變量，可為Ei,t-h(St)、St-h或者ft-h(St)等，本文以前兩者為例。在預(yù)期滿足有效性條件的情況下，系數(shù)A和B的取值將均為零。 先對(duì)各變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)篇幅有限，下文所有單位根檢驗(yàn)的結(jié)果不一一給出，備索。 ，數(shù)據(jù)表明所有變量均為平穩(wěn)變量，再采用修正異方差的廣義最小二乘法進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2。F檢驗(yàn)均拒絕原假設(shè)，可見(jiàn)，人民幣匯率預(yù)期并不符合理性預(yù)期的

35、無(wú)偏性和正交性假定，說(shuō)明機(jī)構(gòu)在預(yù)測(cè)人民幣匯率時(shí)具有非理性的特性，這與我國(guó)外匯市場(chǎng)市場(chǎng)化程度不高，市場(chǎng)無(wú)法利用所用信息形成理性預(yù)期的直覺(jué)相符。下文將基于人民幣匯率預(yù)期的非理性特征，檢驗(yàn)金融機(jī)構(gòu)匯率預(yù)期的具體形成方式及其異質(zhì)性問(wèn)題。 表2 人民幣匯率預(yù)期是否理性的檢驗(yàn)結(jié)果 匯率預(yù)期無(wú)偏性檢驗(yàn) 預(yù)期間距水平 3個(gè)月 6個(gè)月 St+h -St系數(shù) a -0.04*** （z=-19.51） b 0.004 （z=0.06） a -0.07*** （z=-28.36） b 0.56*** （z=13.15） F檢驗(yàn)：H0:a=0且b=1 282.74(p=0.

36、0000) 105.37(p=0.0000) 匯率預(yù)期有效性檢驗(yàn) Ei,t-h(St)- St系數(shù) A -0.005*** (z=-4.00) B 0.12*** (z=12.54) A -0.03*** (z=13.27) B -0.134*** (z=-7.31) F檢驗(yàn): H0:A=B=0 205.68(P=0.000) 176.15P=（0.0000） St-h- St系數(shù) A -0.011*** (z=-10.5) B -0.71*** (z=-27.3) A -0.01*** (z=-6.02) B -0.74*** (

37、z=-40.7) F檢驗(yàn)：H0:A=B=0 1289.97(P=0.000) 2440.42(P=0.000) 注：此表中涉及的匯率數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為2008年1月-2010年11月，由于預(yù)期間距水平為9和12個(gè)月的相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失較多，影響估計(jì)結(jié)果，故省略。***和**分別表示參數(shù)估計(jì)量在1%和5%的置信水平上顯著。 （二）回歸預(yù)期特征的檢驗(yàn) 回歸預(yù)期假定市場(chǎng)預(yù)測(cè)即期匯率將向基本面匯率回歸，所以分析回歸預(yù)期形成特征前，我們必須首先測(cè)算基本面匯率。同時(shí)，為衡量樣本期內(nèi)央行干預(yù)強(qiáng)度對(duì)匯率預(yù)期的影響，我們還應(yīng)對(duì)央行干預(yù)指數(shù)進(jìn)行測(cè)算。 1.央行干預(yù)指數(shù)測(cè)算 為考查央行干預(yù)的強(qiáng)度，我

38、們根據(jù)Fiess & Shankar（2009）的外匯市場(chǎng)壓力測(cè)算模型，引申出央行干預(yù)指數(shù)的測(cè)算公式： （9） 其中為即期匯率變化值，為外匯儲(chǔ)備變動(dòng)額，和分別為匯率變動(dòng)值和外匯儲(chǔ)備變動(dòng)額的標(biāo)準(zhǔn)差。從公式可以看出，當(dāng)時(shí)，，此時(shí)央行干預(yù)最強(qiáng)，維持固定匯率制度，而當(dāng)大于或小于1時(shí)，則央行干預(yù)較弱。為了更有效地反應(yīng)央行干預(yù)強(qiáng)度的變化，作進(jìn)一步修正，可得央行干預(yù)強(qiáng)度的度量指標(biāo)： （10） 當(dāng) 時(shí)，央行

39、干預(yù)強(qiáng)度最大，越大，則央行干預(yù)強(qiáng)度越小。圖2左邊給出了匯改以來(lái)我國(guó)央行干預(yù)強(qiáng)度的變化情況。可看出，2006年10月至2007年1月期間，我國(guó)央行干預(yù)強(qiáng)度最弱；2005年7月至2006年10月以及2007年2月至2008年7月兩段時(shí)期內(nèi)，央行干預(yù)強(qiáng)度適中；而2008年7月至2010年5月期間，央行干預(yù)的強(qiáng)度最大。右圖給出了2008年7月至2010年7月對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)計(jì)算而得的干預(yù)指數(shù)，可見(jiàn)，雖然此時(shí)期在匯改以來(lái)的整個(gè)樣本時(shí)間內(nèi)干預(yù)強(qiáng)度較大，具體細(xì)分，2008年7月至2009年4月，干預(yù)強(qiáng)度相對(duì)較小，而2009年4月至2010年6月，干預(yù)強(qiáng)度相對(duì)更大。 注：左圖根據(jù)2005年7月至2010年7

40、月相應(yīng)數(shù)據(jù)計(jì)算而得，右圖根據(jù)2008年7月至2010年7月數(shù)據(jù)計(jì)算而得。計(jì)算所需即期匯率和外匯儲(chǔ)備數(shù)據(jù)均來(lái)源于CEIC。 圖2 匯改以來(lái)央行干預(yù)強(qiáng)度變化圖 2.人民幣基本面匯率測(cè)算 國(guó)外學(xué)者普遍采用購(gòu)買力平價(jià)來(lái)度量基本面匯率，如Benassy-Quereet.al（2003）和Vigfussion（1997）等，但根據(jù)國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究結(jié)果（如張曉樸，2000和王志強(qiáng)等，2004），購(gòu)買力平價(jià)在中國(guó)并不適用。本文參考李曉峰和陳華（2010）的做法，假定基本面匯率水平取決于中美貨幣供應(yīng)量水平之差（m-m*）、中美貿(mào)易之差（y-y*）、中美利率之差（i-i*）和中美通貨膨脹率之差（p-p*）

41、等宏觀經(jīng)濟(jì)因素。人民幣兌美元的基本面匯率水平S（采用直接標(biāo)價(jià)法，即增大表示貶值）的決定方程如下變量帶*表示國(guó)外情況，參數(shù)上標(biāo)為+表示正相關(guān)，-表示負(fù)相關(guān)，？表示關(guān)系難以確定，變量前加l表示取對(duì)數(shù)形式。變量與匯率的關(guān)系解釋詳見(jiàn)李曉峰和陳華（2010）。 ： （11） 選取2005年7月至2010年6月60個(gè)月度數(shù)據(jù)測(cè)算基本面匯率。通脹程度和貨幣供應(yīng)量分別以CPI和對(duì)數(shù)的廣義貨幣供應(yīng)量M2代替，人民幣利率用銀行間債券質(zhì)押式回購(gòu)1個(gè)月加權(quán)平均利率銀行間質(zhì)押式債券回購(gòu)是目前我國(guó)貨幣市場(chǎng)交易最為活躍、成交金額最大的品種，其利率已經(jīng)成為貨幣市場(chǎng)的代表性利率，同時(shí)也是我國(guó)短期金融產(chǎn)品定價(jià)的利率基準(zhǔn)之一

42、。 作為代理變量，美元利率選擇一個(gè)月美國(guó)國(guó)債利率予以度量，貿(mào)易則用經(jīng)常項(xiàng)目順差增長(zhǎng)率表示，所有變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)。進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有變量均為I（1）數(shù)據(jù)，再進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，表明至少有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，進(jìn)行協(xié)整回歸得： （12） 貿(mào)易差、利率差和通脹差的參數(shù)符號(hào)與理論相符，貨幣供應(yīng)量差的參數(shù)符號(hào)同李曉峰和陳華（2010），表示外匯占款是驅(qū)動(dòng)我國(guó)貨幣供應(yīng)量增加的重要因素。由于基本面匯率取決對(duì)于宏觀變量的長(zhǎng)期水平，故采用H-P濾波方法對(duì)各宏觀經(jīng)濟(jì)變量提取長(zhǎng)期趨勢(shì)項(xiàng)，再代入上協(xié)整方程，得到基本面匯率。 根據(jù)圖3，2005年7月到2010年6月基本面匯率處于

43、升值周期，2007年11月之前即期匯率升值的速度小于基本面匯率的升值速度，也即匯率受到低估，而2007年第三季度開(kāi)始，即期匯率升值的速度大于基本面匯率的升值速度，匯率一定程度上被高估，因?yàn)橐环矫妫雌趨R率升值速度明顯加快；另一方面，我國(guó)嚴(yán)重的通貨膨脹和金融危機(jī)導(dǎo)致的宏觀基本面惡化使得基本面匯率升值速度下降，所以2007年12月到2009年7月期間匯率一定程度被高估，這與胡春田和陳智君（2009）認(rèn)為2007年第三季度之后匯率加速升值導(dǎo)致人民幣升值過(guò)度的觀點(diǎn)一致。在2009年5月之后，即期匯率的升值態(tài)勢(shì)被有效抑制，但宏觀基本面運(yùn)行良好，導(dǎo)致2009年8月之后匯率在一定程度上受到低估，升值壓力再次

44、加大。 圖3 即期匯率、基本面匯率和匯率偏離圖 3.回歸預(yù)期特征的檢驗(yàn) 由于市場(chǎng)個(gè)體形成預(yù)期時(shí)，不僅關(guān)注匯率偏離的程度，還關(guān)心基本面匯率的變化幅度超過(guò)即期匯率變化幅度的程度。故借鑒Benassy-Quere et.al（2003）的研究框架，將（2）式拓展為計(jì)量方程（13）。同時(shí)，為表示央行干預(yù)情況 央行干預(yù)數(shù)據(jù)根據(jù)2008年7月至2010年7月即期匯率和外匯儲(chǔ)備數(shù)據(jù)計(jì)算而得。 ，我們引入干預(yù)變量： (13) 先對(duì)各變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)表明所有變量均為平穩(wěn)變量。再進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)模型的識(shí)別，各個(gè)間距水平的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果均顯示卡方值

45、接近于0，p值接近于1，也即接受原假設(shè)，隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)。同時(shí)，似然比率異方差檢驗(yàn)結(jié)果顯示卡方值均在100左右，p值接近于0，所以拒絕同方差原假設(shè)篇幅有限，下文所有固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)識(shí)別檢驗(yàn)以及異方差檢驗(yàn)的結(jié)果不一一給出，備索。另外，下文中外推預(yù)期和自適應(yīng)預(yù)期模型也均進(jìn)行了此類檢驗(yàn)，結(jié)果類似。 ，我們采用bootstrap法修正異方差的Swamy變系數(shù)隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果見(jiàn)表3。 表3中回歸系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明當(dāng)匯率向下偏離基本面時(shí)，或者當(dāng)基本面匯率升值幅度小于即期匯率升值幅度時(shí)，市場(chǎng)均預(yù)期匯率貶值，反之則相反，這與理論相符，說(shuō)明市場(chǎng)個(gè)體認(rèn)為即期匯率將不斷向基本面匯率回歸。而

46、從間距水平來(lái)看，隨著預(yù)期的間距水平增大，回歸系數(shù)也不斷增大，說(shuō)明市場(chǎng)個(gè)體認(rèn)為長(zhǎng)期來(lái)看匯率向基本面回歸的程度更大。另外，干預(yù)指數(shù)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明隨著央行干預(yù)程度的增大（數(shù)值減小），采用回歸預(yù)期方式的市場(chǎng)個(gè)體預(yù)測(cè)匯率的升值速度將減緩（數(shù)值增大）。這與事實(shí)相符，央行干預(yù)強(qiáng)度的增大使得即期匯率波幅下降，導(dǎo)致匯率向基本面回歸的速度下降。 從個(gè)體效應(yīng)情況來(lái)看，關(guān)注匯率偏離程度（也即b1顯著）的樣本比例在13.5%至32.43%，說(shuō)明總體來(lái)看金融機(jī)構(gòu)采用回歸預(yù)期模型進(jìn)行預(yù)期的比例較低（平均25%左右），同時(shí)，隨著預(yù)期間距水平的增大，b1顯著的比例不斷增大，說(shuō)明預(yù)測(cè)長(zhǎng)期匯率走勢(shì)時(shí)采用回歸預(yù)期模型的市場(chǎng)個(gè)

47、體比中短期多。不過(guò)，間距水平越大，市場(chǎng)越關(guān)注匯率偏離程度，而越忽視變化幅度的偏離（b1顯著比例不斷降低）。另外，干預(yù)指數(shù)系數(shù)的顯著比例在40.54%到56.75%，而且隨著間距水平的增大而減小，說(shuō)明預(yù)測(cè)間距越長(zhǎng)，認(rèn)為干預(yù)對(duì)匯率未來(lái)走勢(shì)有顯著影響的市場(chǎng)個(gè)體比例越小，這與事實(shí)相符。從Swamy的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，p值顯示不能顯著拒絕原假設(shè)，說(shuō)明雖然回歸系數(shù)的差異并不顯著，也即使用回歸預(yù)期模型的市場(chǎng)個(gè)體對(duì)于匯率向基本面回歸速度的設(shè)置上并無(wú)顯著差異。 表3 回歸預(yù)期特征的檢驗(yàn)結(jié)果 預(yù)期間距水平 3個(gè)月 6個(gè)月 9個(gè)月 12個(gè)月 橫截面?zhèn)€體數(shù)量 時(shí)間序列數(shù)量 37 24 37

48、 24 37 24 37 24 系數(shù)b1 0.08*** （z=5.43） 0.13*** （z=5.66） 0.23*** （z=8.55） 0.22*** （z=7.81） 系數(shù)b2 0.94*** （z=6.06） 1.02*** （z=5.90） 1.09*** （z=4.87） 0.69*** （z=3.12） 系數(shù)c -0.03*** (z=-13.51) -0.05*** (z=-15.03) -0.07*** (z=-14.38) -0.08*** (z=-21.41) b1顯著的樣本比例（%） b1分布的標(biāo)準(zhǔn)

49、差系數(shù)（%） 13.5 17.83 24.3 14.7 29.73 17.33 32.43 19.75 b2顯著的樣本比例（%） b2分布的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)（%） 16.2 5.03 5.88 7.00 2.70 - 2.70 - c顯著的樣本比例（%） c分布的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)（%） 56.75 19.2 54.05 15.23 48.65 17.32 40.54 12.67 系數(shù)的Swamy檢驗(yàn)： 172.04 （P=0.6519） 137.06 (P=0.6466) 156.97 (P= 0.2173) 128.95 (p

50、= 0.8106) 說(shuō)明：***表示參數(shù)估計(jì)量在1%的置信水平上顯著。隨機(jī)效應(yīng)模型中的顯著比例均在1%的顯著性水平下計(jì)算而得。 （三）外推預(yù)期特征的檢驗(yàn) 考慮到參與者預(yù)測(cè)的間距水平為3個(gè)月和6個(gè)月等，我們將（3）式拓展至（14）式，St-3、St-6和St-9分別表示滯后三期（也即三個(gè)月）、滯后六期和九期的匯率。同時(shí)，為表示央行干預(yù)情況，我們引入干預(yù)變量： （14） 從表4結(jié)果看，外推系數(shù)d1和d2顯著為正，而d3顯著為負(fù)（除間距水平為3個(gè)月的預(yù)期），說(shuō)明外推預(yù)期模型使用者認(rèn)為我國(guó)匯率在中短期內(nèi)將保持以往的趨勢(shì)，而在較長(zhǎng)期將會(huì)出現(xiàn)一定程度的逆轉(zhuǎn)，不過(guò)從具體數(shù)值上來(lái)看，d1和d2

51、大于d3，說(shuō)明相對(duì)于延續(xù)原來(lái)趨勢(shì)的變化，逆轉(zhuǎn)的程度相對(duì)小，這與Benassy-Quereet.al（2003）的研究結(jié)果一致。從個(gè)體效應(yīng)情況來(lái)看，關(guān)注過(guò)去3個(gè)月和6個(gè)月的匯率變化（d1 和d2）的市場(chǎng)個(gè)體比例分別在86%和70%以上，而關(guān)注過(guò)去9個(gè)月到6個(gè)月的匯率變化（d3）的顯著比例在30%左右，說(shuō)明市場(chǎng)個(gè)體預(yù)測(cè)匯率時(shí)更關(guān)注近半年的匯率走勢(shì)。同時(shí)，從Swamy的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，swamy統(tǒng)計(jì)量均為200以上，p值均接近于0，說(shuō)明市場(chǎng)個(gè)體預(yù)測(cè)時(shí)采用的外推參數(shù)具有顯著的異質(zhì)性，同時(shí)，標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)隨著預(yù)期間距水平的增大而減小，說(shuō)明長(zhǎng)期匯率預(yù)期的異質(zhì)性程度比短期小，個(gè)體對(duì)于人民幣匯率的長(zhǎng)期走勢(shì)有相

52、對(duì)一致的判斷。 從央行干預(yù)指數(shù)的系數(shù)情況來(lái)看，3個(gè)月的匯率預(yù)期的央行干預(yù)變量系數(shù)并不顯著，而其他間距水平的央行干預(yù)變量系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明短期內(nèi)外推預(yù)期者主要根據(jù)近期匯率的變動(dòng)來(lái)預(yù)測(cè)匯率的走勢(shì)，而在預(yù)測(cè)較長(zhǎng)期匯率走勢(shì)時(shí)才關(guān)注央行干預(yù)是否會(huì)使匯率趨勢(shì)發(fā)生大的變化。不過(guò)具體有多少比例的個(gè)體關(guān)注這個(gè)因素，還需看系數(shù)顯著的比例。根據(jù)表4，央行干預(yù)系數(shù)顯著的比例僅為15%左右，說(shuō)明僅非常小部分的外推預(yù)期者關(guān)注央行干預(yù)強(qiáng)度。這是由于我國(guó)外匯市場(chǎng)的市場(chǎng)化程度不高，選擇外推預(yù)期形式預(yù)測(cè)匯率的金融機(jī)構(gòu)還無(wú)法把握央行調(diào)控匯率的規(guī)律，所以作為次優(yōu)選擇，大部分的個(gè)體更傾向于直接根據(jù)匯率的近期走勢(shì)來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)匯率的走勢(shì)。

53、 表4 外推預(yù)期特征的檢驗(yàn)結(jié)果 預(yù)期間距水平 3個(gè)月 6個(gè)月 9個(gè)月 12個(gè)月 橫截面?zhèn)€體數(shù)量 時(shí)間序列數(shù)量 37 25 37 25 37 25 37 25 系數(shù)d1 0.43*** （z=12.14） 1.17*** （z=14.30） 1.76*** （z=24.98） 2.27*** （z=24.71） 系數(shù)d2 0.68*** （z=12.09） 0.93*** （z=9.02） 1.13*** （z=19.62） 1.21*** （z=12.23） 系數(shù)d3 -0.23 (z=-6.67) -0.34***

54、 （z=-2.33） -0.50*** （z=-9.83） -0.52*** （z=-7.11） 系數(shù)g 0.0004 （z=0.16） -0.12*** （z=-4.19） -0.02*** （z=-5.61） -0.023*** （z=-5.30） 系數(shù)的Swamy檢驗(yàn)： 263.80（P=0.0000） 254.38 （P=0.0002） 258.58 （P=0.0001） 248.67 （P=0.0005） d1顯著的樣本比例（%） d1分布的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)（%） 75.67 20.55 86.49 16.20 83.78 1

55、2.81 81.08 12.25 d2顯著的樣本比例（%） d2分布的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)（%） 89.19 22.80 78.38 20.44 86.49 18.93 83.78 19.13 d3顯著的樣本比例（%） d3分布的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)（%） 27.03 25.73 32.43 20.71 40.54 19.86 32.43 19.61 g顯著樣本比例（%） g分布的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)（%） 5.41 32.30 10.81 17.33 24.32 12.23 16.22 15.21 說(shuō)明：***表示參數(shù)估計(jì)量在1%的置信水平上顯著，顯著樣本

56、比例在1%的顯著性水平下計(jì)算而得。 （四）自適應(yīng)預(yù)期特征的檢驗(yàn) 自適應(yīng)預(yù)期根據(jù)自身過(guò)去的預(yù)測(cè)誤差修正其后每一時(shí)期的預(yù)期，將（4）式進(jìn)行移項(xiàng)變換，得到如下的計(jì)量方程 此處不加入央行干預(yù)指數(shù)變量是由于自適應(yīng)性預(yù)期者僅關(guān)注自身的預(yù)測(cè)誤差，而不關(guān)注外在因素。 ： （15） 表5 自適應(yīng)預(yù)期特征的檢驗(yàn)結(jié)果 預(yù)期間距水平 3個(gè)月 6個(gè)月 9個(gè)月 12個(gè)月 橫截面?zhèn)€體數(shù)量 時(shí)間序列數(shù)量 37 22 37 19 37 16 37 13 系數(shù)f -0.09** (z=-6.13) 0.23*** （z=14.38） 0.23

57、*** (z=8.81) 0.26*** (z=10.15) f顯著的樣本比例（%） f分布的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)（%） 24.3 2.7 45.9 11.8 51.3 12.5 51.3 14.0 系數(shù)的Swamy檢驗(yàn)： 78.73 （P=0.2744） 183.28 （P=0.0000） 236.72 （P=0.0000） 347.54 （P=0.0000） 說(shuō)明：***和**分別表示參數(shù)估計(jì)量在1%和5%的置信水平上顯著。隨機(jī)效應(yīng)模型中的顯著比例均在5%的顯著性水平下計(jì)算而得。 從表5中的系數(shù)估計(jì)結(jié)果看，預(yù)測(cè)間距水平為3個(gè)月的匯率時(shí)，運(yùn)用自

58、適應(yīng)預(yù)期模型的金融機(jī)構(gòu)認(rèn)為如果過(guò)去預(yù)期值高估了匯率時(shí)，在下一期將進(jìn)一步增大匯率的預(yù)期；而預(yù)測(cè)間距為6個(gè)月、9個(gè)月和12個(gè)月時(shí)，如果過(guò)去預(yù)期高估匯率，則下一期將向下調(diào)整匯率預(yù)期，即降低匯率預(yù)期。這說(shuō)明使用自適應(yīng)預(yù)期模型的金融機(jī)構(gòu)認(rèn)為在短期內(nèi)預(yù)期匯率將延續(xù)以前的趨勢(shì)，所以他們并不調(diào)整預(yù)期錯(cuò)誤；而在預(yù)測(cè)中長(zhǎng)期匯率走勢(shì)時(shí)，他們會(huì)根據(jù)過(guò)去的預(yù)期錯(cuò)誤反向調(diào)整將來(lái)的匯率預(yù)期，說(shuō)明匯率預(yù)期調(diào)整具有時(shí)滯性。從面板隨機(jī)效應(yīng)模型的結(jié)果看，24.3%的金融機(jī)構(gòu)預(yù)測(cè)3個(gè)月后的匯率時(shí)使用了自適應(yīng)預(yù)期模型；50%左右的金融機(jī)構(gòu)預(yù)測(cè)6個(gè)月、9個(gè)月和12個(gè)月的匯率時(shí)使用適用性預(yù)期模型，swamy檢驗(yàn)結(jié)果顯示他們的參數(shù)設(shè)置存在顯

59、著的異質(zhì)性，結(jié)合系數(shù)的分布標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)，可知異質(zhì)性隨預(yù)期間距水平的增大而增大。 六、結(jié)論與政策建議 本文首次采用國(guó)際知名金融機(jī)構(gòu)的匯率預(yù)期調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證考察人民幣匯率預(yù)期特征，主要得到以下結(jié)論： 第一，市場(chǎng)個(gè)體對(duì)人民幣匯率的預(yù)期是非理性的，并且具有顯著的異質(zhì)性。異質(zhì)性主要體現(xiàn)在兩方面：1.市場(chǎng)個(gè)體采用不同的預(yù)期方式形成匯率預(yù)期，而這些預(yù)期方式所占比例之和并不剛好為1這與國(guó)外市場(chǎng)情況相同，如Benassy-Quereet.al（2003）研究也發(fā)現(xiàn)幾種模型的使用比例相加大于1。 ，說(shuō)明有些個(gè)體同時(shí)使用兩種或者兩種以上的匯率預(yù)期方式；2.一些個(gè)體雖然選擇同樣的預(yù)期方式，但對(duì)于不同變量

60、的考慮有所不同，表現(xiàn)在他們雖然選擇相同的預(yù)測(cè)模型，但對(duì)不同變量的參數(shù)選擇不同，其中技術(shù)交易者采用的外推預(yù)期和自適應(yīng)預(yù)期方式中的外推系數(shù)和修正誤差系數(shù)尤其具有顯著的異質(zhì)性。這為我們認(rèn)識(shí)人民幣匯率預(yù)期特征提供新的依據(jù)，在研究微觀主體的匯率預(yù)期時(shí)，應(yīng)關(guān)注其非理性和異質(zhì)性特征，才能更加合理地研究其動(dòng)態(tài)變化特征及應(yīng)對(duì)策略。 第二，外推預(yù)期者預(yù)測(cè)人民幣匯率將延續(xù)歷史走勢(shì)，他們較少關(guān)注央行干預(yù)強(qiáng)度的變化，而更關(guān)注即期匯率的走勢(shì)。樣本中70%以上的金融機(jī)構(gòu)選擇外推預(yù)期模型，說(shuō)明在判斷匯率未來(lái)走勢(shì)時(shí)，大部分金融機(jī)構(gòu)主要關(guān)注匯率自身的走勢(shì)。另外，樣本中采用自適應(yīng)預(yù)期模型的個(gè)體在預(yù)測(cè)3個(gè)月的匯率時(shí)，尚不能修正其

61、預(yù)測(cè)錯(cuò)誤，在預(yù)測(cè)其他間距水平的匯率時(shí)，有50%左右的個(gè)體能夠修正預(yù)測(cè)錯(cuò)誤，說(shuō)明自我修正具有一定的時(shí)滯性，參與者需要一定的時(shí)間才能對(duì)自身的預(yù)測(cè)錯(cuò)誤進(jìn)行修正。 第三，基本面匯率預(yù)期者預(yù)測(cè)匯率將回歸到與宏觀基本面相符的水平，他們關(guān)注宏觀基本面的變化和央行干預(yù)強(qiáng)度的變化。樣本中平均僅25%左右的金融機(jī)構(gòu)選擇回歸預(yù)期模型預(yù)測(cè)匯率，說(shuō)明僅有小部分金融機(jī)構(gòu)參考基本面匯率做出預(yù)測(cè)。同時(shí)，隨著預(yù)期間距水平的增大，預(yù)測(cè)匯率向基本面回歸的市場(chǎng)個(gè)體增多，預(yù)測(cè)12個(gè)月后的人民幣匯率時(shí)使用回歸預(yù)期模型的比例達(dá)到32.43%。不過(guò)，從國(guó)際情況來(lái)看，Bnassy-Qur et al.（2003）研究美元兌馬克、日元和英鎊的

62、匯率預(yù)期時(shí)，發(fā)現(xiàn)對(duì)于12個(gè)月的預(yù)期間距水平，分別有69.4%、84.2%和70.6%的市場(chǎng)個(gè)體使用回歸模型。對(duì)比反映出中國(guó)外匯市場(chǎng)中的基本面交易者比例較小的現(xiàn)象，這說(shuō)明通貨膨脹、貨幣供應(yīng)量和利率等宏觀基本面因素對(duì)金融機(jī)構(gòu)的匯率預(yù)期有一定的影響作用，但并非最主要的影響因素，這與我國(guó)外匯市場(chǎng)市場(chǎng)化程度不高以及人民幣匯率向基本面匯率回歸的速度慢等因素有關(guān)。 基于我國(guó)外匯市場(chǎng)的現(xiàn)狀，從引導(dǎo)匯率預(yù)期的角度出發(fā)，本文提出以下政策建議： 第一、采取漸進(jìn)調(diào)整的匯率政策，減少市場(chǎng)的升值預(yù)期。一方面，根據(jù)上文的分析，樣本中外推預(yù)期者占70%以上，且外推預(yù)期模型的估計(jì)系數(shù)主要為正，說(shuō)明當(dāng)即期匯率升值速度加快時(shí)，

63、金融機(jī)構(gòu)的升值預(yù)期將增強(qiáng)。所以為了降低外推預(yù)期者的升值預(yù)期，貨幣管理當(dāng)局應(yīng)放緩匯率的升值速度。另一方面，前述分析表明：交易主體修正預(yù)測(cè)誤差具有一定的時(shí)滯性，因此貨幣管理當(dāng)局在調(diào)整匯率時(shí)，可采取逐步調(diào)整方式，通過(guò)市場(chǎng)的學(xué)習(xí)和反饋，提高政策實(shí)施的效果，降低匯率調(diào)整的成本。比如可采取類似爬行釘住的方式，一次升值后保持一定時(shí)期的穩(wěn)定，過(guò)段時(shí)期再根據(jù)實(shí)際情況調(diào)整，以提高政策的有效性。另外，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)市場(chǎng)主體匯率預(yù)期的調(diào)查，及時(shí)掌握匯率預(yù)期的動(dòng)態(tài)變化及變化特征，并根據(jù)不同時(shí)期的匯率預(yù)期變化情況，調(diào)整匯率政策。 第二、逐步提高透明度，引導(dǎo)市場(chǎng)形成合理的預(yù)期。一方面，應(yīng)逐步降低央行干預(yù)力度，防止匯率長(zhǎng)期持續(xù)的

64、大幅失衡，保證匯率較為充分地反映宏觀基本面的變化，從而提升基本面預(yù)期者的獲利能力，增加市場(chǎng)上具有穩(wěn)定匯率作用的基本面預(yù)期者的比例；另一方面，應(yīng)提高市場(chǎng)的信息透明度，從而降低外推預(yù)期者賴以生存的信息不對(duì)稱基礎(chǔ)，減少外推預(yù)期者在市場(chǎng)上的比例，有利于穩(wěn)定市場(chǎng)的匯率預(yù)期。 第三、擴(kuò)大匯率彈性，消除外推預(yù)期者的單邊升值預(yù)期。應(yīng)進(jìn)一步完善匯率形成機(jī)制，發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制的作用，擴(kuò)大匯率的雙向浮動(dòng)區(qū)間，以提高投機(jī)資本的風(fēng)險(xiǎn)，降低外推預(yù)期者的獲利能力，從而減少外推預(yù)期者在市場(chǎng)上的比例，促進(jìn)市場(chǎng)的穩(wěn)定。 參考文獻(xiàn)： [1]陳蓉，鄭振龍.結(jié)構(gòu)突變、推定預(yù)期與風(fēng)險(xiǎn)溢酬：美元/人民幣遠(yuǎn)期匯率定價(jià)偏差的信息含量

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