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離岸與在岸人民幣利率定價權的實證分析——基於溢出指數及其動態路徑研究
發布時間:2016-08-23

內容摘要:

本文通過構建離岸與在岸人民幣利率間的溢出指數,探討了在人民幣國際化和國內金融體制改革穩步推進時期,在岸和離岸利率之間聯動關係的動態變化及其原因。結果表明:第一,當前人民幣在岸市場仍是利率定價中心;第二,近年來,人民幣境內外資金市場聯動關係增強,其中人民幣在岸資金市場對離岸資金市場的引導作用明顯增強,而離岸對在岸資金市場的影響有所下降。本文認為,在岸和離岸市場人民幣資金的交易量和利率自由化程度是決定利率傳遞方向的兩個主要因素,近年境內利率市場化等金融改革措施穩步推進,使在岸對離岸利率的帶動作用明顯增大。本文為定量研究兩地資金市場溢出效應的動態變化提供一個新的分析框架,為人民幣在岸與離岸市場的定價地位變化及提示金融一體化程度提供了參考和依據。

 

/陳昊(中山大學嶺南學院博士研究生);陳平(中山大學嶺南學院教授);楊海生(中山大學嶺南學院副教授);李威(中山大學嶺南學院博士研究生)

關鍵字: SHIBOR CNH HIBOR 聯動關係 溢出指數

引言

全球金融危機後,以香港為代表的離岸人民幣市場得到了一系列政策支援,離岸人民幣產品品種不斷拓展,投資主體不斷放開,市場交易規模也相應不斷擴大。離岸市場的存在和發展,為境外人民幣持有者提供了人民幣投資和流轉的平臺,對於我國在境內金融市場有待深化和開放的背景下啟動和推進人民幣國際化的進程,發揮了不可或缺的作用。

與此同時,人民幣存在著境內和境外兩個並行的定價體系:一是境內管制和相對封閉的人民幣利率和匯率;二是境外自由和開放的人民幣利率和匯率(見圖1)。境外自由化利率能夠靈敏、全面地捕捉市場供需變化,其對境內管制利率的引導形成了人民幣定價權旁落的隱憂。在衍生品市場的價格發現功能對利率定價權日益重要的今天,債券收益率為利率衍生產品的出臺和交易奠定基礎,已成為一國貨幣定價的基準。特別是隨著我國在香港發行人民幣國債,香港的人民幣債券業已形成完整的收益率曲線,且同時推出了香港離岸人民幣債券指數,相關的衍生交易已處於萌芽階段。這進一步引發了部分學者對人民幣利率定價權旁落的擔憂。

 

資料來源:香港財資市場公會,全國銀行間同業拆借中心

1滬港人民幣同業拆借利率(1周)

隨著我國利率市場化改革的進程不斷推進,貨幣政策調控正從數量型為主逐步向價格型為主轉變。以利率為仲介標的的貨幣政策框架下,在本幣離岸與在岸資金通道打開後,離岸利率對在岸利率的影響可能給金融市場的平穩運行和貨幣政策的有效傳遞帶來風險。本文通過研究離岸市場與在岸市場的聯動關係,為人民幣在岸與離岸市場的定價地位變化及金融一體化程度提供參考依據,具有一定的現實意義。

關於離岸和在岸市場利率間的聯動關係,文獻中主要有三類結論,涵蓋了單向引導和雙向影響關係。(1)“境內優先說”。Hendershott1967),Kwack1971),Mills1973)以及Argy&Hodjera1973)的實證研究發現,在岸市場利率(美元國債收益率)主導了離岸市場利率。Kaen&Hachey1983),Hartman1984),Swanson1987)以及Swanson1988)將此歸因為境內利率引導離岸利率,境內相對於離岸來說享有本土的資訊優勢,資訊傳遞的方向是從境內到境外市場。(2Giddy et al.1979)則認為,離岸利率引導境內利率,離岸利率對市場更為敏感,調整速度快於在岸利率。(3)雙向影響。Yang2006)用Libor替代英鎊存款利率,選取1983-2002年資料,得出了離岸和在岸市場間英鎊利率的雙向影響關係,只是英國在退出歐洲貨幣體系並遭遇貨幣和政治風險後,英鎊利率波動性在兩個市場間的雙向溢出效果明顯減弱。冼國明和王雁慶(2013)通過對美元離岸和在岸市場利率關聯檢驗,得到了在岸市場利率與離岸市場利率相互影響的關係。除以上三類文獻外,還有學者通過調整和延長樣本區間,觀察到離岸和在岸市場利率間的影響模式的確依不同時間段而調整。Tan Hock Ann&Alles2000)在針對兩個不同時間段澳中繼資料的考察中,發現前期的資訊中心位於澳元在岸市場上,而雙向影響過程逐漸在後期得到了體現。綜上,在離岸市場發展初期,境內市場相對於離岸來說享有本土的資訊優勢;隨著離岸市場的市場規模和交易自由化程度的不斷提升,定價中心以及資訊優勢地位可能會由境內轉到境外。

由於市場初步成立以及資料的可獲得性問題,國內關於人民幣離岸與在岸市場聯動關係的研究還很少從資金市場角度切入,而主要側重在外匯市場方面。20136月,香港金管局正式推出人民幣香港銀行同業拆息定價,提供了離岸人民幣市場的基準利率,也為離岸與在岸利率聯動研究提供了良好契機。在此之前,劉亞等(2009)運用格蘭傑因果核對總和二元GARCH模型,研究了銀行間利率互換、國債和金融債與離岸市場人民幣無本金交割利率互換之間的聯動效應,得出了境外利率在波動溢出方面佔有明顯優勢,境內外利率間的動態正相關關係不穩定的結論。周先平等(2014)通過格蘭傑因果核對總和MVGARCH模型研究了離岸市場與在岸市場相同期限人民幣同業拆借“利率對”(離岸市場和在岸市場上相同期限的兩個利率)的變動關係,發現在岸利率對離岸同期限利率存在明顯的均值溢出效應,少量“利率對”存在波動溢出效應,由共同報價銀行報出的“利率對”的波動溢出效應更強。

上述國外文獻的研究物件是發達國家,對資本項目開放程度較低的新興市場利率聯動關係未予涉及;且實證研究採用的格蘭傑因果檢驗等方法所得出的結果受子樣本時間段劃分的影響很大,如Mougouéetal.2008)對美元利率聯動關係的研究結論就推翻了他早前的研究結論(Mougoué&Wagster1997)。隨著國內研究的深入,離岸與在岸人民幣利率聯動的定性問題,如存在單向影響還是雙向影響,均值溢出效應和波動溢出效應中誰起主導作用等,已經得到了較明確的回答。人民幣離岸市場的交易量與在岸市場相比還存在明顯差距,但正在快速發展壯大。因此,除定性地研究定價中心“花落誰家”外,我們還需定量地瞭解兩個市場相互影響的大小,以及變化趨勢。套利機制的存在,使同一個市場(在岸或離岸市場)上不同期限的銀行同業拆借利率變化趨近,形成利率期限結構。同時,套利機制也使不同市場(在岸和離岸市場)上的利率相互關聯,但考慮到資本管制風險、流動性風險和交易成本,並不是每個期限的利率的套利活動都足夠活躍。比如,1年期利率產品成交量少對套利者而言流動性風險較大,1年期離岸與在岸同業利率的聯動可能是通過同市場利率期限結構以及套利活躍的期限利率跨市場聯動關係的傳遞而最終實現的。因此,在研究離岸與在岸資金市場聯動關係時,不僅應考慮相同期限“利率對”的相互影響,還需要更多維、更細緻地考慮不同期限利率的影響。

本文將以境內外人民幣同業拆借利率為研究物件,借鑒Diebold&Yilmaz2009)研究各國股票市場聯動關係的方法,首次構造在岸利率和離岸利率間的溢出指數,在考慮兩個市場同期限“利率對”均值溢出效應的同時,綜合考慮包含不同期限的利率期限結構的整體溢出效應。格蘭傑因果檢驗可以分析兩個市場利率溢出作用的方向,針對境內外市場協調過程中面臨的利率定價權問題做出回答。而在岸利率和離岸利率間的溢出指數可以定量分析溢出效應的大小,通過滾動樣本可以得到動態的溢出指數,為測度境內和香港金融一體化程度和實際資本管制強度提供重要參考依據。

本文後續安排如下:第一部分為資料統計性描述以及平穩性檢驗;第二部分為利率聯動關係檢驗;第三部分為溢出指數的構造說明,以及溢出效應的動態路徑;第四部分為實證結果分析和本文的結論;第五部分為相關政策建議。

一、資料統計性描述以及平穩性檢驗

(一)指標選擇及資料說明

本文選取香港人民幣同業拆借利率代表離岸人民幣市場的利率,選擇上海同業拆借利率作為人民幣在岸市場的利率,並選取了隔夜(O/N)、1周(1W)、2周(2W)、1個月(1M)、3個月(3M)、6個月(6M)和1年(1Y)七個不同期限的利率作為考察物件。樣本時間為201214日至201419日,香港同業拆借利率來自香港財資市場公會,③上海同業拆借資料來自全國銀行間同業拆借中心。由於香港和內地節假日安排不同,在處理資料的時候,本文刪除了休市時間不同的利率資料,樣本數量為487個。

(二)統計性描述

香港人民幣同業拆借市場與上海同業拆借市場各個期限利率的基本描述性統計見表1,資料樣本時間為201214-201419日。從表1可以看出,香港人民幣隔夜拆借(O/N)、1周(1W)、2周(2W)、1個月(1M)、3個月(3M)、6個月(6M)、1年(1Y)的利率在201214日至201419日期間的平均值分別為1.72%2.21%2.35%2.59%2.80%2.97%3.16%;而上海人民幣對應期限的拆借利率分別為3.08%3.80%4.11%4.48%4.38%4.39%4.60%,表明各個期限的在岸人民幣利率的平均值普遍高於離岸人民幣利率的平均值。在20136月份發生“錢荒”時,上海同業拆借隔夜拆借利率達到歷史高點13.4440%,而同時香港離岸人民幣隔夜拆借利率也達到了歷史高點6.5000%,反映出在岸人民幣利率與離岸人民幣利率具有一定的聯動性。從波動方面來看,無論是在上海同業拆借市場,還是在香港離岸市場,整體上利率的期限越短,其波動就越大。

1 香港與上海人民幣同業拆息的描述性統計量

變數

Mean

Median

Max

Min

Std. Dev.

SH_O/N

3.0770

2.9500

13.4440

1.6740

1.1461

SH_1W

3.7943

3.5700

11.0040

2.1375

1.0396

SH_2W

4.1098

3.8500

8.8083

2.4592

1.0896

SH_1M

4.4761

4.1760

9.6980

2.7808

1.1444

SH_3M

4.3784

4.1818

5.8030

3.5793

0.6138

SH_6M

4.3917

4.2198

5.4266

4.0782

0.4245

SH_1Y

4.5990

4.4001

5.2393

4.4000

0.3106

H_O/N

1.7245

1.3000

6.5000

0.7450

0.9222

H_1W

2.2087

2.0025

7.0000

1.1240

0.9176

H_2W

2.3537

2.2150

6.5000

1.4000

0.8188

H_1M

2.5914

2.4800

5.5000

1.7500

0.5877

H_3M

2.8040

2.7500

4.0600

2.1500

0.3996

H_6M

2.9714

2.9350

3.7000

2.4500

0.3137

H_1Y

3.1580

3.1500

3.8000

2.8000

0.2474

注:SH 代表SHIBOR H 代表CNH HIBOR 下同。

平穩性檢驗

變數

H0:存在單位根

H0:序列是

平穩的 KPSS

ADF

PP

SH_O/N

-18.4960***

-18.9137***

0.0351

SH_1W

-19.2203***

-19.7276***

0.0333

SH_2W

-18.3465***

-18.0707***

0.0266

SH_1M

-15.3211***

-14.8871***

0.0845

SH_3M

-6.1791***

-12.2240***

0.4458*

SH_6M

-5.6387***

-13.7549***

0.0879

SH_1Y

-5.0624***

-6.5911***

0.1291

H_O/N

-18.7368***

-27.8727***

0.0336

H_1W

-20.7091***

-20.7091***

0.0223

H_2W

-20.9328***

-21.0414***

0.0229

H_1M

-21.2292***

-21.3274***

0.0298

H_3M

-19.8216***

-20.3572***

0.0411

H_6M

-19.5377***

-19.9836***

0.0488

H_1Y

-22.7353***

-22.8423***

0.0513

5%顯著性水準臨界值

-2.8673

-2.8673

0.463

注: *** 表示在1%的水準上顯著, ** 表示在5%的水準上顯著, * 表示在10%的水準上顯著。

(三)單位根檢驗

由於香港人民幣同業拆借利率和上海同業拆借利率的水準值存在較為穩定的差異,且我們認為利率的變動率較水準值而言更能反映不同市場上利率的聯動效應,因此本文取利率的對數差分進行單位根檢驗(周先平等(2014)也進行了相同處理)。經ADFPPKPSS方法檢驗不管是離岸還是在岸市場,各個期限利率的對數差分都是平穩序列。

二、利率聯動關係檢驗

考慮到離岸市場利率和在岸市場利率之間可能存在回饋,本文對上述7組離岸利率和在岸利率序列構建向量自回歸(VAR)模型,並進行格蘭傑因果關係檢驗,以期對兩者的相互關係有更深刻的瞭解。

(一)離岸與在岸市場同期限“利率對”的引導關係——定價權花落誰家

本文首先考察的是兩個市場的利率定價地位,即在岸利率和離岸利率誰引導誰。文章構建了在岸和離岸同期限“利率對”之間的VAR模型,一共7組,每組都通過了向量自回歸穩定性檢驗。

然後,採用格蘭傑因果檢驗對7組“利率對”之間的格蘭傑因果關係進行檢驗。結果顯示,在1%的顯著性水準下,1周、2周、1個月、3個月和6個月(1W2W1M3M6M)的各期人民幣在岸利率是離岸利率的單向格蘭傑原因;10%的顯著性水準下,人民幣在岸隔夜(ON)拆借利率是離岸利率的單向格蘭傑原因。5%顯著性水準下,1年期(1Y)離岸人民幣利率是在岸人民幣利率的單向格蘭傑原因。即大部分期限的利率品種是由在岸利率主導離岸利率的變化。

香港與上海人民幣同業拆借市場同期限利率的格蘭傑因果檢驗結果

期限

滯後階數

原假設

F統計量

P

判斷

ON

5

SH_O/N不是H_O/NGranger原因

2.150

0.059

拒絕原假設

5

H_O/N不是SH_O/NGranger原因

0.761

0.578

不能拒絕原假設

1W

5

SH_1W不是H_1WGranger原因

5.991

0.000

拒絕原假設

5

H_1W不是SH_1WGranger原因

0.260

0.935

不能拒絕原假設

2W

10

SH_2W不是H_2WGranger原因

3.118

0.001

拒絕原假設

10

H_2W不是SH_2WGranger原因

1.090

0.368

不能拒絕原假設

1M

5

SH_1M不是H_1MGranger原因

5.240

0.000

拒絕原假設

5

H_1M不是SH_1MGranger原因

0.301

0.912

不能拒絕原假設

3M

5

SH_3M不是H_3MGranger原因

4.064

0.001

拒絕原假設

5

H_3M不是SH_3MGranger原因

0.494

0.781

不能拒絕原假設

6M

5

SH_6M不是H_6MGranger原因

5.234

0.000

拒絕原假設

5

H_6M不是SH_6MGranger原因

1.570

0.167

不能拒絕原假設

1Y

5

SH_1Y不是H_1YGranger原因

1.542

0.175

不能拒絕原假設

5

H_1Y不是SH_1YGranger原因

2.746

0.019

拒絕原假設

注:滯後階數綜合考慮AICSIC準則及實際意義得出(5個交易日約為1周)。

這個結果表明,在離岸市場發展初期,境內市場相對於離岸來說享有本土的資訊優勢,通常呈現在岸利率引導離岸利率的現象。目前,境內人民幣資金交易量遠高於香港,香港人民幣的存款規模剛剛突破萬億元,與在岸存款規模相比,資金盤子仍然偏小。根據全國銀行間同業拆借中心和香港金融管理局公佈的資料,20121月到201312月期間,境內人民幣銀行間同業拆借資金量約80萬億元,同期香港所有幣種銀行同業拆借成交量僅約5.4萬億港元。此外,目前我國資本項目還沒完全放開,海外人民幣計價產品較少,人民幣海外循環體系尚不完善,因而離岸人民幣需求仍較低。

1年期利率出現離岸引導在岸的實證結果,也符合以往文獻研究結果和現實情況。境內銀行間1年期資金的拆借活躍度低,交易量少,20121月到201312月的總交易量僅為100億元左右。在交易量都較少的情況下,離岸市場由於受到的管制少,利率對市場供求變化更為敏感,因此出現了離岸利率引導在岸利率的情況。

總結格蘭傑因果檢驗的結論,人民幣離岸與在岸資金市場的聯繫中,主要由在岸利率起引導作用,符合離岸市場發展初期的特徵。在離岸市場人民幣資金交易量大幅增加之前,暫無利率定價權旁落之虞,但隨著香港離岸市場的市場規模和海外對人民幣交易和支付需求的不斷增長,離岸市場的定價地位必將逐漸提升,境內應通過積極推進利率市場化改革確保在岸市場的活力。

(二)離岸與在岸不同期限利差的引導關係——利率期限結構

基於上文分析,本文接下來考察離岸和在岸同業拆借利率的利率期限結構。許多學者對我國貨幣市場和債券市場的利率期限結構進行了實證研究,綜合他們的研究結果我們可以發現,如果長短期利率來自同一市場(如銀行間同業拆借市場或銀行間債券市場),則大部分實證結果表明長短期利率之間的關係符合利率期限結構。殷劍峰(2006)認為,兩個利率屬於同一個金融市場,它們遵循共同的隨機過程,它們之間就可以構造無套利組合從而具有長期的均衡關係。盛松成和吳培新(2008)認為,我國同業拆借利率是由市場競爭形成的,存在利率的聯動機制,能較好地反映市場資金成本和風險。

離岸或在岸市場上的套利者通常用相同期限的“利率對”套取境內外資金市場的利差,在離岸借入低息資金,在境內貸出相同期限的高息資金,考慮資本管制,兩個市場的利差應等於交易成本加管制成本。套利機制如果在各期限的“利率對”間都順利發揮作用,則不僅表現為“利率對”中兩個利率的帶動關係,還應表現為使各個期限的離岸與在岸利率利差變化趨近,即各期限的利差存在相互帶動的關係。

我們對離岸與在岸7個“利率對”利差進行格蘭傑因果檢驗。利差一階差分後全部通過單位根檢驗,由於篇幅所限平穩性檢驗結果和VAR模型穩定性檢驗不在此彙報。

通過對各期限利差進行格蘭傑因果檢驗我們發現,各期限的利差大多存在顯著的相互帶動關係,表明利率期限結構存在於離在岸利率關係當中。如在1%的顯著性水準下,隔夜拆借的在岸和離岸利差對1周、2周、1個月和3個月的利差存在相互帶動作用;隔夜拆借利差對6個月和1年期利差存在單向引導作用。部分少數長期利率對短期利率的帶動關係不顯著:如6個月和1年期離岸與在岸利差不是隔夜、1周和2週期利差的格蘭傑原因。

香港與上海人民幣同業拆借市場各期限利差的格蘭傑因果檢驗


From

dif_on

dif_1w

dif_2w

dif_1m

dif_3m

dif_6m

dif_1y

To

dif_on


2.926*

不是

0.593

4.268**

2.487*

不是

1.183

不是

2.033

dif_1w

16.674***


16.066***

19.282***

不是

0.161

不是

0.987

不是

0.258

dif_2w

25.511***

8.126***


28.648***

3.392**

不是

0.212

不是

0.816

dif_1m

13.250***

12.458***

4.026**


2.921*

8.874***

17.388***

dif_3m

15.290***

9.642***

12.532***

9.370***


20.276***

27.893***

dif_6m

8.765***

5.628***

7.463***

7.083***

18.784***


13.113***

dif_1y

5.297***

5.283***

5.927***

5.344***

26.252***

7.154***


注:***表示在1%的水準上顯著,**表示在5%的水準上顯著,*表示在10%的水準上顯著。Dif_on表示在岸與離岸隔夜利率的利差,即為SH_O/NH_O/N的值,其他期限以此類推。

這個結果與現實較為相符,銀行同業拆借市場中1個月及以下期限利率與3個月及以上期限利率的走勢和波動分歧較大。考慮到6個月和1年期同業拆借利率產品成交量很少,套利機制在這兩個長期限產品上不容易直接發揮作用,我們認為6個月以上期限在岸利率與離岸利率的聯動關係可能主要是通過套利機制作用於短期在岸利率對離岸利率的聯動關係,再通過同一個市場內短期向長期利率傳導而最終實現的。

三、溢出指數及溢出效應的動態路徑

綜合以上兩組格蘭傑因果檢驗的結果,本文認為,研究離岸與在岸利率聯動關係應該綜合考慮在岸和離岸“利率對”之間的相互影響和利率的跨期限溢出效應。且如前文所言,離岸與在岸利率的格蘭傑因果關係受樣本時間選取影響很大,是相對靜態的。為了更全面地考察在岸人民幣和離岸人民幣動態的聯動關係,反映出兩個市場利率溢出效應的動態變化,我們借鑒Diebold&Yilmaz2009)的思路,通過構建在岸和離岸利率的VAR模型,在此基礎上計算出“溢出指數”(Spillover Index),和溢出效應動態路徑。溢出指數在各個研究領域都有廣泛的應用,包括金融資產(Sumner et al.2010)、房地產(Liow2008)和商業週期(Yilmaz2009)等。

(一)溢出指數構造與計算

溢出指數的具體計算步驟如下:首先,構建兩個市場七個期限利率(共十四個變數)的VAR模型,進行方差分解(見表5),分解離岸與在岸各期限利率變動率的預測誤差中來自自身和其他變數的影響。然後,測算離岸與在岸市場利率之間的溢出指數,衡量離岸利率和在岸利率之間的相互影響在全部變動中所占的比例(非主對角線元素之和除以變數數)。作為變數之間關聯程度的度量,溢出指數的取值位於01之間,如果溢出指數接近1,表明14個變數之間高度相關;如果溢出指數接近0,則表明14個變數基本不相關。

本文分別選用5天滯後期和10天(約2周)的預測視窗,從表5可以看出,來自在岸隔夜拆借利率(SH_O/N)變動率的衝擊對10個交易日之後自身的預測誤差方差起了77.41%的解釋作用,對在岸一周利率(SH_1W)變動率的預測誤差方差起了30.85%的解釋作用。SH_O/N對離岸隔夜拆借利率(H_O/N)變動率的預測誤差方差起了1.76%的解釋作用,反之,H_O/NSH_O/N變動率的預測誤差方差起了0.86%的解釋作用,與格蘭傑因果檢驗結果沒有矛盾,實證結果較為穩健。其他係數解釋以此類推。

通過測算得到,離岸利率和在岸利率變動率之間的溢出指數約為57.2%(見表5)。溢出指數的分子為“自/對其他變數方差貢獻”(Contribution From/ToOthers,即非對角線元素)之和,即800.43%,分母為14個內生變數方差之和,即1400%。離岸和在岸市場上各期限利率變動率的總變動中有約57.2%的部分是來自其他利率的影響。

5 離在岸利率增長率溢出效應的結構分解(Lag=5step=10單位:%


SH_O/N

SH_1W

SH_2W

SH_1M

SH_3M

SH_6M

SH_1Y

H_O/

NH_1W

H_2W

H_1M

H_3M

H_6M

H_1Y

Contribution From others

To

SH_O/N

77.41

1.52

3.36

3.10

1.82

1.48

1.29

0.86

0.94

2.76

0.38

1.79

0.58

2.73

22.59

SH_1W

30.85

46.82

4.12

4.62

0.74

0.78

1.39

0.85

1.10

2.65

1.82

1.41

0.96

1.89

53.18

SH_2W

20.85

12.75

48.16

8.86

1.47

0.62

0.69

0.68

0.80

1.86

0.52

0.61

0.91

1.24

51.84

SH_1M

26.45

6.50

8.56

42.88

1.13

2.42

1.79

1.03

0.62

2.69

0.65

1.26

1.13

2.89

57.12

SH_3M

15.49

1.22

1.59

5.47

64.25

1.11

2.06

2.04

1.60

0.70

0.35

1.75

0.77

1.59

35.75

SH_6M

9.48

1.43

3.86

1.19

14.14

56.24

7.15

0.76

0.52

1.88

1.38

0.41

1.14

0.44

43.76

SH_1Y

5.36

0.56

2.42

0.41

13.01

36.99

35.83

0.59

0.23

0.31

1.88

0.44

1.20

0.78

64.17

H_O/N

1.76

1.04

1.08

1.42

0.71

4.33

2.19

78.91

1.73

2.61

1.51

0.86

1.40

0.45

21.09

H_1W

3.55

1.54

0.56

1.38

0.70

3.16

2.07

47.10

30.28

4.74

0.98

2.18

0.83

0.93

69.72

H_2W

4.22

1.38

0.95

1.30

1.15

3.85

3.14

39.31

28.24

9.98

1.36

2.80

0.87

1.45

90.02

H_1M

4.19

1.14

1.46

3.29

1.96

6.49

4.72

26.76

20.04

7.63

19.20

1.03

0.97

1.13

80.80

H_3M

2.08

0.91

1.26

4.26

2.22

5.08

3.43

12.47

10.63

8.29

14.48

31.97

1.02

1.91

68.03

H_6M

2.98

0.81

1.24

1.71

2.57

4.01

3.41

6.90

9.08

7.16

7.06

22.33

28.64

2.09

71.36

H_1Y

4.21

1.72

2.85

1.18

2.58

6.77

4.67

4.64

4.21

5.17

4.08

8.24

20.67

28.99

71.01

Contribution to others

131.48

32.54

33.31

38.18

44.19

77.08

38.00

143.97

79.73

48.46

36.45

45.09

32.44

19.51

800.43

Contribution including own

208.88

79.36

81.47

81.06

108.44

133.33

73.83

222.87

110.01

58.44

55.65

77.07

61.08

48.50

Spillover Index

= 57.2%

注:調整為本表格所列順序的倒序,測算的溢出指數為56.4%

(二)溢出效應動態路徑

溢出效應動態路徑則是選定樣本窗寬後,通過滾動樣本的方法計算出一系列“溢出指數”。本文選擇了約1年的樣本量(240天)作為窗寬滾動樣本,描繪了離岸與在岸利率變動率溢出效應的動態路徑(見圖2)。從圖2可以看出,201212月底溢出指數為62.9%,從2013年下半年開始,離岸在岸利率變動率間的溢出效應呈現增強趨勢,20141月溢出指數達到68.5%。在20136月和12月發生的兩次銀行間市場流動性緊張時期,離岸在岸利率溢出效應顯著增強,反映了溢出指數對衝擊的靈敏度,印證了溢出指數方法在離岸與在岸資金市場聯動關係研究中的合理性。溢出效應動態路徑分析的結論是,2012-2014年間,人民幣在岸與離岸市場利率的聯動關係呈增強的趨勢。

 

離岸與在岸利率變動率溢出效應動態路徑

(三)穩健性分析

Cholesky方差分解結果對變數的排列順序較敏感,DieboldYilmaz發現“溢出指數”的優點之一是對變數排列順序不太敏感,方差矩陣單個元素的變動在加總計算後大多相互抵消了。本文中,我們通過多次調整VAR模型變數的順序,發現溢出指數的大小,溢出效應動態路徑的趨勢(Trend)和截斷(Burst)都沒有顯著變化。

(四)在岸對離岸(離岸對在岸)利率溢出指數

在表5方差分解矩陣的基礎上做一點調整,便可以分別測算出本文更為關注的“在岸對離岸利率溢出指數”和“離岸對在岸利率溢出指數”(見表6),並描繪它們的動態路徑(見圖3)。表5非對角線的分塊矩陣中左下角加粗的分塊矩陣代表在岸各期限利率對離岸各期限利率變動率的預測誤差的影響,右上角加粗的則代表離岸利率對在岸利率的影響。

將表5非對角線上的兩個分塊矩陣重新排列(見表6),除表頭外的奇數行(加粗)為在岸利率對離岸利率的影響,偶數行為離岸利率對在岸利率的影響。

離在岸利率增長率溢出效應的結構分解(Lag=5step=10單位:%


SH_O/N

SH_1W

SH_2W

SH_1M

SH_3M

SH_6M

SH_1Y

H_O/N

1.76

0.86

1.04 0.85

1.08

0.68

1.42

1.03

0.71

2.04

4.33 0.76

2.19

0.59

H_1W

3.55 0.94

1.54

1.1

0.56

0.8

1.38

0.62

0.7

1.6

3.16

0.52

2.07

0.23

H_2W

4.22 2.76

1.38

2.65

0.95

1.86

1.3

2.69

1.15

0.7

3.85

1.88

3.14

0.31

H_1M

4.19

0.38

1.14

1.82

1.46

0.52

3.29

0.65

1.96

0.35

6.49

1.38

4.72

1.88

H_3M

2.08

1.79

0.91

1.41

1.26

0.61

4.26

1.26

2.22

1.75

5.08

0.41

3.43

0.44

H_6M

2.98

0.58

0.81

0.96

1.24

0.91

1.71

1.13

2.57

0.77

4.01

1.14

3.41

1.2

H_1Y

4.21

2.73

1.72

1.89

2.85

1.24

1.18

2.89

2.58

1.59

6.77

0.44

4.67

0.78

“在岸對離岸利率溢出指數”的分子為表6奇數行(加粗)元素之和,即124.68%,分母為離岸7個期限利率方差之和,即700%。測算得出“在岸對離岸利率溢出指數”約為17.8%2012-2014年離岸市場上各期限利率變動率的總變動中有大約17.8%的部分是來自在岸利率的影響。類似地,樣本期間“離岸對在岸利率溢出指數”為8.3%

(五)在岸對離岸(離岸對在岸)利率溢出效應動態路徑及穩健性分析

“在岸對離岸利率溢出指數”在2012-2014年發生了怎樣的變化?本文選擇了約1年的樣本量(240天)作為窗寬滾動樣本,描繪了離岸與在岸利率變動率溢出效應的動態路徑(見圖3)。從圖中可以看出,201212月底“在岸對離岸利率溢出指數”為15.4%,從2013年下半年開始逐步上升,20141月溢出指數達到39.2%。在2013年兩次銀行間市場流動性緊張時期,在岸利率對離岸利率的溢出效應顯著增強,主導了離岸利率的變動。

 

注:對應的VAR變數排列的順序如表5表頭所示。

3 在岸對離岸利率溢出效應和離岸對在岸利率溢出效應動態路徑(順序)

 “離岸對在岸利率溢出指數”則在2012年底至2013年上半年期間,與“在岸對離岸利率溢出指數”基本持平;錢荒時期,指數向下波動,至2014年初略微下降至13.9%

對兩個市場利率溢出效應動態路徑分析的結論是,2012年至2014年間,人民幣在岸資金市場對離岸資金市場的引導有顯著的增強趨勢,相反,離岸對在岸市場的影響有所下降。

同樣,通過調整VAR模型變數的順序進行穩健性檢驗,本文沒有發現溢出效應動態路徑的趨勢(Trend)和截斷(Burst)出現顯著變化(見圖4),與DieboldYilmaz的結論相同。

注:對應的VAR變數排列為SH_O/NH_O/NSH_1WH_1W…以此類推。

4 在岸對離岸利率溢出效應和離岸對在岸利率溢出效應動態路徑(插序)

四、結論

本文探討了近兩年人民幣國際化和內地金融市場改革快速發展時期,香港離岸人民幣與在岸人民幣利率之間的聯動關係。本文構造了在岸利率和離岸利率之間的溢出指數,在考慮兩個市場同期限“利率對”均值溢出效應的同時,綜合考慮了不同期限利率的整體溢出效應,並定量地反映兩個市場溢出效應的動態變化。研究結果表明,離岸與在岸市場利率之間的溢出指數及其動態路徑具有良好的靈敏度和穩健性,是研究兩地資金市場聯動關係較為適宜的新方法,為人民幣在岸與離岸市場的定價地位變化和金融一體化程度提供了參考依據。

通過實證結果,本文發現:第一,基於格蘭傑因果檢驗,除1年期以外的其他6個期限人民幣在岸利率是離岸利率的單向格蘭傑原因,當前在岸市場利率定價中心的地位仍是不易撼動的。第二,根據溢出效應的動態路徑圖,2012-2014年間,人民幣在岸資金市場對離岸資金市場的引導作用明顯增強,而離岸對在岸資金市場的影響略有所下降。

在岸和離岸市場人民幣資金的交易量和利率自由化程度是決定利率傳遞方向的兩個主要因素。目前,人民幣在岸市場的定價優勢在於資金交易量遠高於離岸市場,儘管近年離岸資金池深度持續增加,但資金總規模仍然偏小、相對增速也不高。根據香港金融管理局和中國人民銀行公佈的資料,至2015年第一季度香港離岸人民幣的存款規模為0.95萬億元(20121月為0.58萬億,近3年總增幅為64%),同期在岸人民幣存款餘額為124.89萬億元(20121月為80.14萬億元,增幅為56%)。

離岸市場的定價優勢在於價格更為市場化,面對衝擊時能更靈敏迅速地調整到位,而近3年來在岸市場利率市場化等各項金融改革措施也取得了重大突破。自2013年下半年,在岸對離岸利率溢出指數呈持續上升趨勢,與境內放開貸款利率下限(20137月),簡化跨境人民幣業務流程(20137月)和根據巴塞爾協定Ⅲ指導思想推動商業銀行流動性風險監管改革(20142月發佈《商業銀行流動性風險管理辦法(試行)》)等多項重要的資本帳戶開放及利率市場化相關措施推出的時間段基本吻合。利率市場化等金融改革措施有助於提升在岸資金市場的活力和定價能力。

五、政策建議

隨著人民幣國際使用穩步增加,金融市場改革步伐逐漸加快,如何在發展建設好離岸市場平臺的同時發揮在岸市場定價中心的作用,維持金融市場平穩運行?本文提出以下幾方面政策建議。

1.繼續推進境內利率市場化改革進程,提高SHIBOR的基準利率地位。加快完善市場利率定價自律機制及報價監督機制;提升基於SHIBOR定價的金融產品種類和交易量;提高中長端SHIBOR的基準性,形成更為完整合理的利率期限結構。同時,適當放寬同業拆借市場的准入限制,允許更多境外機構進入同業市場交易,提高在岸資訊向境外傳遞的效率。

2.積極促進兩地利率衍生品市場發展。在岸貨幣市場需要發揮本幣市場的優勢,擴大人民幣利率衍生產品的交易規模,豐富利率市場交易品種,完善利率衍生品的價格發現功能。目前,香港離岸貨幣市場不如外匯交易市場(CNH貨幣互換)發達,同業拆借交易對利率決定的重要性弱於貨幣互換。發展離岸利率衍生品市場能更好地滿足市場主體的避險需求,促使人民幣利率更多由貨幣市場供求情況決定。

3.增加流動性補充的途徑,減小離岸市場利率波動對內地市場的衝擊。目前,由於離岸人民幣資金池規模有限,部分投資者的套利行為容易影響市場流動性和利率,所以從長遠來看,建議內地和離岸市場監管機構進一步拓寬對離岸市場流動性補充的管道,這將有利於穩定和擴大離岸人民幣資金池規模,避免人民幣利率的劇烈波動。

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(完)

文章來源:《國際金融研究》201606期(本文僅代表作者觀點)

本篇編輯:丁昭