人民币汇率预期特征研究——基于调查数据的实证分析.doc

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1、人民币汇率预期特征研究基于调查数据的实证分析李晓峰1 钱利珍2 黎琦嘉3 作者信息：李晓峰，女，厦门大学经济学院金融系教授，博士生导师。研究方向：国际金融理论与政策；电话：13906005063，邮箱：，联系地址：福建省厦门大学经济学院金融系，邮编：361005。钱利珍，女，厦门大学经济学院金融系博士研究生，研究方向：国际金融理论与政策；电话:13779964559，邮箱：；黎琦嘉，女，厦门大学金融学博士，中国金融期货交易所博士后；电话：15921882638，邮箱: 。本文是国家自然科学基金课题（项目编号：70873098）的阶段性成果。文责自负。（1、2 厦门大学经济学院，厦门 36100

2、5）（3 中国金融期货交易所，上海 200122）内容提要：持续的人民币汇率升值预期是影响我国汇率机制改革和金融稳定的一个难题。本文首次采用国际知名金融机构的调查数据，考察了人民币汇率预期的特征，研究发现：（1）金融机构对人民币汇率的预期是非理性的；（2）汇率预期具有异质性，70%以上的金融机构基于汇率过去的走势进行预测，平均25%左右的金融机构基于宏观基本面预测；同时，他们对相同信息的关注程度有所不同。这为进一步认识人民币汇率预期特征和制定汇改方案提供了新的依据。关键词：汇率预期；非理性；异质性Research on the Characteristics of RMB Exchange R

3、ate ExpectationsA 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 currency causes challenge to Chinas exchange rate mechanism reform

4、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 institutions expectation towards exchange rate is irrational; (2) their exc

5、hange 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; whats more, their degree of attention differs when facing the same informa

6、tion. 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; Heterogeneous人民币汇率预期特征研究基于调查数据的实证分析内容提要：持续的人民币汇率升值预期是影响我国汇率机制改革和金融稳定的一个难题。本文首次采用国际知名

7、金融机构的调查数据，考察了人民币汇率预期的特征，研究发现：（1）金融机构对人民币汇率的预期是非理性的；（2）汇率预期具有异质性，70%以上的金融机构基于汇率过去的走势进行预测，平均25%左右的金融机构基于宏观基本面预测；同时，他们对相同信息的关注程度有所不同。这为进一步认识人民币汇率预期特征和制定汇改方案提供了新的依据。关键词：汇率预期；非理性；异质性JEL分类号：D01;F31;G21一、引言从2010年6月央行重启人民币汇率形成机制改革，一年时间内人民币对美元已经累计升值5.5%。但是，以美欧为首的国际社会还是屡屡以“人民币被低估”向中国发难，金融机构也不断调高预期升值幅度，同时，金融机构

8、新增外汇占款也不断回升，说明大幅升值并未降低市场的升值预期。从日本的经验来看，升值并不可怕，可怕的是升值预期。升值预期不仅具有自我实现性，而且可能会引起投机资本的加快流入，带来包括货币供给快速增长、资产价格泡沫、信贷泡沫和通货膨胀等方面的冲击，甚至可能给我国金融稳定造成威胁，进而加大我国经济运行的不确定性。所以，为避免陷入困境，我国货币当局必须加强对升值预期的管理。而为了更好地引导和管理预期，货币当局首先必须了解预期的特征，所以现阶段，亟待进一步深入研究人民币汇率预期的特征，为引导升值预期和进一步制定汇改方案提供更加可靠的理论和实证依据。国外学者对汇率预期的特征进行了较为深入而细致的研究，但从

9、国内研究文献来看，对人民币汇率预期特征进行深入研究的文献十分鲜见。为此，本文采用彭博资讯终端的调查数据，系统考察人民币汇率预期的特征，发现了一些比较有意义的结论。本文可能的研究贡献主要包括：（1）国外学者早在1990年就开始利用调查数据研究汇率预期的特征，但由于国内缺乏调查数据，所以迟迟未出现此类研究。本文首次采用国际知名金融机构的汇率预期调查数据，对人民币汇率预期特征做了较为细致的研究，从而避免了采用各种代理变量可能带来的偏差，更好地反映现实中市场个体的汇率预期状况；（2）本文研究发现各金融机构的汇率预期具有显著的异质性，表现为各机构采用不同的预期方式形成汇率预期，同时他们对相同信息（变量）

10、的关注程度不同，表现为预期形成方式中对同一信息变量所赋予的参数不同，这为我们认识人民币汇率预期特征提供了新的依据；（3）本文研究发现机构对人民币汇率的预期是非理性的，并且大多数（70%以上）的金融机构采用外推预期模型，也即根据汇率的近期走势形成汇率预期。因此，如果即期汇率升值速度加快，将进一步强化升值预期，本文据此对货币当局进一步制定汇改方案提出政策建议。本文后续部分的结构安排如下：第二部分为汇率预期的文献综述；第三部分为汇率预期形成模型和计量方法；第四部分为金融机构汇率预期数据的描述；第五部分为人民币汇率预期特征的经验分析；最后总结全文并提出政策建议。二、汇率预期的文献综述经济主体的预期形成

11、机制一直是经济学和金融学领域的一个重要问题。20世纪70年代布雷顿森林体系垮台后，许多国家开始实行浮动汇率制度，汇率预期对汇率波动、资本流动和金融稳定的影响不断增强，因而引起了学者们的关注，预期理论预期理论的发展情况详见丁志杰、郭凯和闰瑞明（2009）。在外汇市场的应用研究也逐渐兴起。在之前外推预期、适应性预期和理性预期等几种形成方式的基础上，学者们进一步提出了以宏观基本面为基础的回归预期方式，并对汇率预期是否理性、汇率预期的形成方式以及预期异质性等问题做深入研究，从而深化了对汇率预期的认识。MacDonald和Taylor（1989）、Ito（1990）、Chinn等（1994）和Versc

12、hoor等（2002）的研究一致发现市场主体的汇率预期具有非理性；Frankel和Froot（1990）、Takagi（1991）、Allan和Taylor（1990）在研究中发现外汇市场上存在着使用外推预期模型的技术分析者和使用回归预期模型的基本面分析者。更进一步地，Ito（1990）、MacDonald和Marsh（1996）、Bnassy-Qur et al.（2003）和Frenkel et al.（2009）基于金融机构发布的汇率预期调查数据，证实了汇率预期具有显著的异质性，他们同时也对异质性的来源进行了研究详见李晓峰和黎琦嘉（2009）。随着人民币的持续升值，对人民币汇率预期的研究

13、也成为热点，国内学者对人民币汇率升值预期的成因、经济效应、应对措施以及预期的自我实现性等问题如孙华妤和马跃（2005）发现人民币升值预期具有“自我实现”性；李天栋等（2005）发现汇率预期具有自我强化的内在机制；石巧荣（2010）认为升值预期的形成原因不是我国经济的快速增长，也不是物价、利率或货币供给，而是持续下降的单位产出劳动力成本，因而他建议尽快提高劳动报酬和国民收入中的居民收入占比。进行了较为深入的研究，不过，研究中涉及汇率预期形成特征的比较少。总结现有文献，可发现大家对人民币汇率预期形成特征尚未形成统一观点，主要观点分四种：第一种观点认为汇率预期是理性的，如王曦和才国伟（2007）在研

14、究人民币均衡汇率时，假定市场个体具有理性的汇率预期；第二种观点认为人民币汇率预期具有向基本面回归的特征，如赵伟和杨会臣（2005）在研究贬值预期和升值预期情形下钉住汇率制度可持续性问题时，假定汇率水平高于潜在的市场汇率水平时，市场形成贬值预期，反之则形成升值预期；第三种观点认为人民币汇率预期具有异质性，也即我国外汇市场上同时存在向基本面回归的预期和延续历史趋势的外推预期，如李晓峰和陈华（2010），他们基于人民币汇率预期异质性的假定，结合央行干预因素构建了新的汇率决定模型；最后一种观点则认为人民币汇率预期具有外推或者自适应的技术交易特征，如丁志杰等（2009）构建基于自适应预期的非抛补利率平价

15、模型，并进行实证分析，验证了人民币汇率预期具备自适应特征；陈蓉和郑振龙（2009）实证考察了汇率的推定预期与自适应预期，发现市场主要根据即期汇率和美元指数的变动形成推定（外推）预期。不过，前三种观点的相关文献并未针对预期本身的特征作相应的检验，他们只是单纯假定人民币汇率预期具有理性、回归或者异质性质。而最后一种观点的研究者虽然做了一定的实证检验，但也存在值得商榷的地方，如检验方法和预期代理变量的选择等方面。具体来看，陈蓉和郑振龙(2009)选用NDF作为汇率预期的代理变量进行实证分析，但其文中同时也验证了人民币存在正的风险溢酬和系统性风险，远期汇率不是未来即期汇率的无偏预期，所以用NDF作为代

16、理变量的实证分析结果可能具有一定的偏差；丁志杰等（2009）虽然避开直接使用汇率预期数据，但文中构建的非抛补利率平价模型假设市场个体风险中性的前提在现实中并不成立，同时其研究是基于自适应预期假定再通过实证检验加以证实的，并未进一步考察回归预期等其他预期方式是否也同时成立，从而可能影响结果的全面性。为此，本文采用金融机构的汇率预期调查数据，力求更准确直接地检验市场微观主体的人民币汇率预期特征，并对下述问题进行探讨：1.市场个体对人民币汇率的预期是否理性？2.市场个体如何形成汇率预期，是选择基本面交易者的回归预期方式，还是选择技术交易者的外推预期和自适应性预期方式，哪一种方式占主导地位？3.市场个

17、体的汇率预期是否具有显著的异质性？如果有，异质性体现在哪里？4.根据市场的汇率预期形成特征，货币管理当局应如何完善汇改方案以更好地引导升值预期？三、汇率预期形成模型和计量方法（一）基本的汇率预期形成模型基本的汇率预期形成模型分为两类，理性预期和非理性预期模型。其中，非理性预期模型主要包括回归预期、外推预期和自适应预期三种形式，前者为基本面交易者的预期形成形式，后两者为技术交易者的预期形成形式。 1.理性预期形成模型理性预期假设市场个体能有效地利用一切信息做出最佳预测，即便发生错误也能立即纠正，将其预期调整至与有关变量实际值相一致的水平。理性预期假设下，市场个体主观概率分布的期望值与客观概率分布

18、的期望值一致，预期结果不存在系统性错误： （1）其中Ei,t(St+h)表示市场个体i在t期对t+h期的汇率预期（我们称h为预期间距水平，本文中h=3、6、9和12个月），It表示t期市场个体所能得到的全部信息，St+h表示t+h期观察到的即期汇率。2.回归预期形成模型回归预期假设市场个体是基本面分析者，他们假定汇率会逐渐回归到基本面汇率，基于即期汇率对基本面汇率的偏离形成汇率预期。基本的回归预期模型如下： （2）其中St表示t期观察到的即期汇率，St*表示基本面汇率基本面汇率（Fundamental Exchange Rate）与均衡汇率（Equilibrium Exchange Rate）

19、的概念存在差别：基本面汇率是指与宏观经济基本面一致的汇率水平，即完全由宏观经济基本面所决定的汇率水平；而均衡汇率是指与宏观经济运行中外部均衡目标和内部均衡目标相一致的真实汇率水平。，St*-St表示即期汇率对基本面汇率的偏离，b为回归系数，表示汇率预期向基本面汇率回归的速度，b0表示如果St* St，市场个体预测汇率将增大。3.外推预期形成模型外推预期假设预期者是技术交易者，其对汇率的预期主要基于汇率的历史走势，基本的外推预期模型如下： （3）其中St-1表示t-1期观察到的即期汇率，St- St-1表示汇率的变化趋势，d为外推系数，代表人们预期汇率变动的趋势。d0表示人们预期汇率过去的变化趋

20、势在未来将继续保持下去，外推预期对汇率形成有助涨助跌的作用。4.自适应预期形成模型自适应预期被认为是一种学习过程，市场个体根据自身过去的预测误差修正以后的预期，可被看成是反馈型的预期形成机制。基本的自适应预期模型如下： （4）其中Ei,t-h(St)表示个体i在t-h期对t期的汇率预期，St-Ei,t-h(St)表示即期汇率与t-h期预期之间的偏差，即预期的误差，(1+f)表示自适应预期的调整系数，它决定了预期校正过去错误的速度，1+f0表示当即期汇率StEi,t-h(St)时，市场个体将向上修正汇率预期，也即增大本期的汇率预期。当1+f取极端值1时，自适应预期则退化为静态预期。（二）计量方法

21、本文对于汇率预期特征的实证检验主要分两部分，第一部分检验汇率预期是否理性，如果结果显示理性预期的假设不成立，则在此基础上进行第二部分的检验，即检验市场个体的具体非理性预期形成机制和其异质性问题。对于汇率预期是否理性的检验，主要从汇率预期的无偏性以及其与不同信息变量之间的正交性展开，下文将用修正异方差的广义最小二乘法以及F统计量做相关检验。对于非理性预期的不同预期形成机制的特征，我们改进Benassy-Quereet.al（2003）的做法，先对固定效应和随机效应模型进行识别（下文检验结果均表明随机效应优于固定效应），再选择变系数随机效应模型进行估计。变系数的随机效应模型的一般形式为： （5）假

22、设个体之间既存在个体效应也存在结构效应，和随机且随个体的变化而变化，并且它们构成的向量由一个固定的和随机数构成，系数矩阵。对于每个个体i，以下各假设成立：；，； 假设截面个体之间存在异方差，这将在下文实证中进行检验，结果也均显示存在异方差。由于存在截面异方差，所以本文采取bootstrap法修正异方差的Swamy变系数随机效应模型进行实证检验。系数随机效应模型的个体差异则用Swamy检验(Swamy，1970)，原假设为，统计量为 （6）其中Xi表示每个个体的解释变量矩阵，是最小二乘法估计的横截面系数，是的加权平均数，权重与的无偏估计成反比。在原假设下，swamy统计量服从分布。四、金融机构汇

23、率预期数据的描述本文采用的即期汇率数据来源于中国经济数据库（CEIC），汇率预期数据来自彭博资讯终端（Bloomberg）每月公布的国际知名金融机构对人民币的季度由于每个交易者的预测时间不同，而且公布数据的预测期限为每年或者次年的第一、二、三和四季度，例如发布日期为2008年8月29日，则预测期限为2008年第三和四季度末、2009年第一和二季度末以及2009年末等。这导致每个月度公布的预测间距水平不一，譬如2008年8月公布的汇率预期间距水平为1个月、4个月、7个月和10个月，2008年9月公布的汇率预期间距水平为3个月、6个月、9个月和12个月，2008年10月公布的汇率预期间距水平为2个

24、月、5个月、8个月和11个月。这导致我们要选取3个月预测间距水平的数据，只能在3月份发布的数据中选取第二季度末的预期、6月份发布的数据中选取第三季度末的预期（因为其他月份如4月份发布的数据中距离第二季度末仅有两个月的时间），以此类推。为尽可能增加参与实证的样本，提升实证的准确性，本文将间距水平为2个半月、3个月、3个月半的数据近似视为间距水平为3个月，如在8月16-8月31日预测的个体数据距离第二季度末为3个半月，9月份预测的个体数据距离第二季度末为位3个月，10月1日-15日预测的距离第二季度末为2个半月，三者均视为间距水平为3个月的汇率预期。以此类推。汇率预期，时间跨度为2008年7月至2

25、010年7月。参与汇率预测的个体，主要包括44家国际知名金融机构（未包含2010年之后新增的预测机构），如德意志银行、法国巴黎银行、花旗银行、苏格兰皇家银行、汇丰、高盛和摩根大通等，均属于在全球范围内比较有影响力的金融机构，所以，该预期数据能较好地代表国际市场对于人民币汇率的预期情况。同时，这些金融机构中有62.16%为人民币银行间外汇市场会员，27.03%为做市商或尝试做市商，也能够在一定程度上反映人民币外汇市场交易者的汇率预期。在公布的汇率预期数据中，存在某些个体在某些月份未预测的情况，我们参考MacDonald和Marsh (1996)的做法，剔除预测次数小于5次的个体包括联合信贷银行（

26、UniCredit）、雷曼兄弟（Lehman Brothers）、西蒙投资（CFC Seymour）、德累斯登银行（Dresdner）、纽约银行（Bank of New York）、野村银行（Nomura International）和标准银行（Standard Bank）7家预测机构。，缺失的数据由平均预期替代。下文实证涉及的汇率预期数据均为面板数据，时间跨度为25个月，横截面个体为37个，共925个数据。对总体汇率预期和截面平均汇率预期进行描述性统计（见表1），结果显示随着间距水平的增大，汇率预期的平均值减小，而标准差相应增大，说明市场认为长期汇率升值幅度将大于短期，同时，市场预期的异质性

27、也随间距水平的增大而增大。从偏度值情况看，数值均小于0，分布存在左偏或左厚尾现象，说明个别个体预测人民币升值的幅度远大于平均水平。从峰度值情况看，个体的汇率预期出现尖峰情况，而平均的预期则较为符合正态分布。这与Jarque-Bera统计量反映的结果一致。表1 汇率预期调查数据的描述性统计汇率预期观测值均值标准差最小值最大值偏度峰度JB值3个月9256.790.076.357.10-1.068.491332.9*6个月9256.750.106.307.10-0.694.23132.59*9个月9256.690.136.127.03-0.553.7970.06*12个月9256.610.155.9

28、27.06-0.563.8073.20*3个月平均256.790.056.646.87-0.873.793.826个月平均256.750.086.556.87-0.732.842.299个月平均256.690.116.456.84-0.522.441.4512个月平均256.610.136.326.79-0.682.672.02注：表中*表示Jarque-Bera估计量在1%的置信水平上显著，也即拒绝正态分布的零假设。从金融机构平均汇率预期数据的走势来看，除2008年12月到2010年3月期间存在3个月和6个月的汇率贬值预期外，市场个体在其他时间点上均认为汇率将出现不同程度的升值（平均预期与即

29、期汇率的偏差基本为负，图1左栏），而间隔12个月的预期升值幅度最大。具体来看，从2008年8月开始人民币平均升值预期逐渐减小，这与全球经济形势和我国宏观基本面的情况有关：第一，受金融危机影响，外部需求萎缩以及贸易保护导致我国出口大幅下滑，宏观基本面情况恶化；第二，大量避险资金流入美国，托高美元指数，从2008年6月份开始美元指数开始反弹，一直持续到2009年4月；第三，受全球金融去杠杆化的影响，部分新兴市场国家再现亚洲金融危机时期的资本外流、储备下降和本币贬值。所以，综合来看，人民币升值的市场基础被削弱，再加之央行的干预，导致2008年8月之后汇率升值预期减小，甚至在2008年12月出现贬值预

30、期。而2009年5月之后，随着宽松货币政策、四万亿投资计划以及扩大内需等应对危机一篮子政策的效果逐渐显现，我国经济率先复苏，外部需求也开始回升，所以市场的升值预期开始增强。虽然央行考虑到国际经济形势尚不明朗以及国内经济下行压力仍然较大，保持人民币对美元汇率维持基本稳定（波幅保持在20个基点之间），但基本面支撑的汇率升值预期依然较为强劲，并且不断增强。2010年3月，央行行长周小川表示包括汇率在内的非常规政策迟早将退出，这使升值预期快速增强。随后，2010年6月央行宣布重启人民币汇率形成机制改革，即期汇率重新进入较有弹性的波动时期，升值预期得到部分释放，市场的平均升值预期幅度暂时减小。不过201

31、0年7月之后升值预期又进一步增强，这与央行干预减小以及中国经济运行良好有关。图1 平均汇率预期与即期汇率的偏离以及即期汇率走势图根据上述金融机构平均汇率预期的走势分析，可以较为直观地看出人民币汇率预期的变化与宏观基本面以及央行的干预相关，再结合预期形成理论，人民币汇率预期还应与即期汇率变动以及预测者自身的预测误差相关。不过，要更好地认识金融机构主要根据什么变量形成汇率预期，他们能否利用所有信息形成理性预期，还需要更进一步的实证检验。五、人民币汇率预期特征的经验分析（一）人民币汇率预期是否理性的检验学者对汇率预期是否理性的检验主要围绕预期是否存在系统性偏差展开，分别检验汇率预期的无偏性以及其与不

32、同信息变量之间的正交性（也即汇率预期的有效性），若以上两个检验中任何一个得不到满足，则意味着汇率预期不符合理性要求。若人民币汇率预期Ei,t(St+h)具有无偏性，则其与真实汇率St+h之间的偏差，为一均值为0、方差为的随机扰动。（7）其中随机扰动满足，如果系数估计满足约束a=0且b=1，即可证明人民币汇率预期是无偏的。汇率预期的有效性，指汇率预期的误差与任何信息变量正交（也即不相关）。（8）其中Zt代表各种不同类别的信息变量，可为Ei,t-h(St)、St-h或者ft-h(St)等，本文以前两者为例。在预期满足有效性条件的情况下，系数A和B的取值将均为零。先对各变量进行面板单位根检验篇幅有限

33、，下文所有单位根检验的结果不一一给出，备索。，数据表明所有变量均为平稳变量，再采用修正异方差的广义最小二乘法进行估计和检验，结果见表2。F检验均拒绝原假设，可见，人民币汇率预期并不符合理性预期的无偏性和正交性假定，说明机构在预测人民币汇率时具有非理性的特性，这与我国外汇市场市场化程度不高，市场无法利用所用信息形成理性预期的直觉相符。下文将基于人民币汇率预期的非理性特征，检验金融机构汇率预期的具体形成方式及其异质性问题。表2 人民币汇率预期是否理性的检验结果汇率预期无偏性检验预期间距水平3个月6个月St+h -St系数a-0.04*（z=-19.51）b0.004（z=0.06）a-0.07*（

34、z=-28.36）b0.56*（z=13.15）F检验：H0:a=0且b=1282.74(p=0.0000)105.37(p=0.0000)汇率预期有效性检验Ei,t-h(St)- St系数A-0.005*(z=-4.00)B0.12*(z=12.54)A-0.03*(z=13.27)B-0.134*(z=-7.31)F检验: H0:A=B=0205.68(P=0.000)176.15P=（0.0000）St-h- St系数A-0.011*(z=-10.5)B-0.71*(z=-27.3)A-0.01*(z=-6.02)B-0.74*(z=-40.7)F检验：H0:A=B=01289.97(P

35、=0.000)2440.42(P=0.000)注：此表中涉及的汇率数据的时间跨度为2008年1月-2010年11月，由于预期间距水平为9和12个月的相关变量数据缺失较多，影响估计结果，故省略。*和*分别表示参数估计量在1%和5%的置信水平上显著。（二）回归预期特征的检验回归预期假定市场预测即期汇率将向基本面汇率回归，所以分析回归预期形成特征前，我们必须首先测算基本面汇率。同时，为衡量样本期内央行干预强度对汇率预期的影响，我们还应对央行干预指数进行测算。1.央行干预指数测算为考查央行干预的强度，我们根据Fiess & Shankar（2009）的外汇市场压力测算模型，引申出央行干预指数的测算公式

36、： （9）其中为即期汇率变化值，为外汇储备变动额，和分别为汇率变动值和外汇储备变动额的标准差。从公式可以看出，当时，此时央行干预最强，维持固定汇率制度，而当大于或小于1时，则央行干预较弱。为了更有效地反应央行干预强度的变化，作进一步修正，可得央行干预强度的度量指标： （10）当 时，央行干预强度最大，越大，则央行干预强度越小。图2左边给出了汇改以来我国央行干预强度的变化情况。可看出，2006年10月至2007年1月期间，我国央行干预强度最弱；2005年7月至2006年10月以及2007年2月至2008年7月两段时期内，央行干预强度适中；而2008年7月至2010年5月期间，央行干预的强度最大。

37、右图给出了2008年7月至2010年7月对应数据计算而得的干预指数，可见，虽然此时期在汇改以来的整个样本时间内干预强度较大，具体细分，2008年7月至2009年4月，干预强度相对较小，而2009年4月至2010年6月，干预强度相对更大。注：左图根据2005年7月至2010年7月相应数据计算而得，右图根据2008年7月至2010年7月数据计算而得。计算所需即期汇率和外汇储备数据均来源于CEIC。图2 汇改以来央行干预强度变化图2.人民币基本面汇率测算国外学者普遍采用购买力平价来度量基本面汇率，如Benassy-Quereet.al（2003）和Vigfussion（1997）等，但根据国内学者的

38、研究结果（如张晓朴，2000和王志强等，2004），购买力平价在中国并不适用。本文参考李晓峰和陈华（2010）的做法，假定基本面汇率水平取决于中美货币供应量水平之差（m-m*）、中美贸易之差（y-y*）、中美利率之差（i-i*）和中美通货膨胀率之差（p-p*）等宏观经济因素。人民币兑美元的基本面汇率水平S（采用直接标价法，即增大表示贬值）的决定方程如下变量带*表示国外情况，参数上标为+表示正相关，-表示负相关，？表示关系难以确定，变量前加l表示取对数形式。变量与汇率的关系解释详见李晓峰和陈华（2010）。：（11）选取2005年7月至2010年6月60个月度数据测算基本面汇率。通胀程度和货币供

39、应量分别以CPI和对数的广义货币供应量M2代替，人民币利率用银行间债券质押式回购1个月加权平均利率银行间质押式债券回购是目前我国货币市场交易最为活跃、成交金额最大的品种，其利率已经成为货币市场的代表性利率，同时也是我国短期金融产品定价的利率基准之一。作为代理变量，美元利率选择一个月美国国债利率予以度量，贸易则用经常项目顺差增长率表示，所有变量数据均来源于CEIC数据库。进行ADF单位根检验，发现所有变量均为I（1）数据，再进行Johansen协整检验，表明至少有一个协整关系，进行协整回归得： （12）贸易差、利率差和通胀差的参数符号与理论相符，货币供应量差的参数符号同李晓峰和陈华（2010），

40、表示外汇占款是驱动我国货币供应量增加的重要因素。由于基本面汇率取决对于宏观变量的长期水平，故采用H-P滤波方法对各宏观经济变量提取长期趋势项，再代入上协整方程，得到基本面汇率。根据图3，2005年7月到2010年6月基本面汇率处于升值周期，2007年11月之前即期汇率升值的速度小于基本面汇率的升值速度，也即汇率受到低估，而2007年第三季度开始，即期汇率升值的速度大于基本面汇率的升值速度，汇率一定程度上被高估，因为一方面，即期汇率升值速度明显加快；另一方面，我国严重的通货膨胀和金融危机导致的宏观基本面恶化使得基本面汇率升值速度下降，所以2007年12月到2009年7月期间汇率一定程度被高估，这

41、与胡春田和陈智君（2009）认为2007年第三季度之后汇率加速升值导致人民币升值过度的观点一致。在2009年5月之后，即期汇率的升值态势被有效抑制，但宏观基本面运行良好，导致2009年8月之后汇率在一定程度上受到低估，升值压力再次加大。图3 即期汇率、基本面汇率和汇率偏离图3.回归预期特征的检验由于市场个体形成预期时，不仅关注汇率偏离的程度，还关心基本面汇率的变化幅度超过即期汇率变化幅度的程度。故借鉴Benassy-Quere et.al（2003）的研究框架，将（2）式拓展为计量方程（13）。同时，为表示央行干预情况 央行干预数据根据2008年7月至2010年7月即期汇率和外汇储备数据计算而

42、得。，我们引入干预变量： (13)先对各变量进行面板单位根检验，数据表明所有变量均为平稳变量。再进行随机效应和固定效应模型的识别，各个间距水平的Hausman检验结果均显示卡方值接近于0，p值接近于1，也即接受原假设，随机效应优于固定效应。同时，似然比率异方差检验结果显示卡方值均在100左右，p值接近于0，所以拒绝同方差原假设篇幅有限，下文所有固定效应和随机效应识别检验以及异方差检验的结果不一一给出，备索。另外，下文中外推预期和自适应预期模型也均进行了此类检验，结果类似。，我们采用bootstrap法修正异方差的Swamy变系数随机效应模型进行实证研究，结果见表3。表3中回归系数均显著为正，说

43、明当汇率向下偏离基本面时，或者当基本面汇率升值幅度小于即期汇率升值幅度时，市场均预期汇率贬值，反之则相反，这与理论相符，说明市场个体认为即期汇率将不断向基本面汇率回归。而从间距水平来看，随着预期的间距水平增大，回归系数也不断增大，说明市场个体认为长期来看汇率向基本面回归的程度更大。另外，干预指数的系数显著为负，说明随着央行干预程度的增大（数值减小），采用回归预期方式的市场个体预测汇率的升值速度将减缓（数值增大）。这与事实相符，央行干预强度的增大使得即期汇率波幅下降，导致汇率向基本面回归的速度下降。从个体效应情况来看，关注汇率偏离程度（也即b1显著）的样本比例在13.5%至32.43%，说明总体

44、来看金融机构采用回归预期模型进行预期的比例较低（平均25%左右），同时，随着预期间距水平的增大，b1显著的比例不断增大，说明预测长期汇率走势时采用回归预期模型的市场个体比中短期多。不过，间距水平越大，市场越关注汇率偏离程度，而越忽视变化幅度的偏离（b1显著比例不断降低）。另外，干预指数系数的显著比例在40.54%到56.75%，而且随着间距水平的增大而减小，说明预测间距越长，认为干预对汇率未来走势有显著影响的市场个体比例越小，这与事实相符。从Swamy的异质性检验结果来看，p值显示不能显著拒绝原假设，说明虽然回归系数的差异并不显著，也即使用回归预期模型的市场个体对于汇率向基本面回归速度的设置上

45、并无显著差异。表3 回归预期特征的检验结果预期间距水平3个月6个月9个月12个月横截面个体数量时间序列数量3724372437243724系数b10.08*（z=5.43）0.13*（z=5.66）0.23*（z=8.55）0.22*（z=7.81）系数b20.94*（z=6.06）1.02*（z=5.90）1.09*（z=4.87）0.69*（z=3.12）系数c-0.03*(z=-13.51)-0.05*(z=-15.03)-0.07*(z=-14.38)-0.08*(z=-21.41)b1显著的样本比例（%）b1分布的标准差系数（%）13.517.8324.314.729.7317.33

46、32.4319.75b2显著的样本比例（%）b2分布的标准差系数（%）16.25.035.887.002.70-2.70-c显著的样本比例（%）c分布的标准差系数（%）56.7519.254.0515.2348.6517.3240.5412.67系数的Swamy检验：172.04（P=0.6519）137.06(P=0.6466)156.97(P= 0.2173)128.95(p= 0.8106)说明：*表示参数估计量在1%的置信水平上显著。随机效应模型中的显著比例均在1%的显著性水平下计算而得。（三）外推预期特征的检验考虑到参与者预测的间距水平为3个月和6个月等，我们将（3）式拓展至（14）

47、式，St-3、St-6和St-9分别表示滞后三期（也即三个月）、滞后六期和九期的汇率。同时，为表示央行干预情况，我们引入干预变量： （14）从表4结果看，外推系数d1和d2显著为正，而d3显著为负（除间距水平为3个月的预期），说明外推预期模型使用者认为我国汇率在中短期内将保持以往的趋势，而在较长期将会出现一定程度的逆转，不过从具体数值上来看，d1和d2大于d3，说明相对于延续原来趋势的变化，逆转的程度相对小，这与Benassy-Quereet.al（2003）的研究结果一致。从个体效应情况来看，关注过去3个月和6个月的汇率变化（d1 和d2）的市场个体比例分别在86%和70%以上，而关注过去9

48、个月到6个月的汇率变化（d3）的显著比例在30%左右，说明市场个体预测汇率时更关注近半年的汇率走势。同时，从Swamy的异质性检验结果来看，swamy统计量均为200以上，p值均接近于0，说明市场个体预测时采用的外推参数具有显著的异质性，同时，标准差系数随着预期间距水平的增大而减小，说明长期汇率预期的异质性程度比短期小，个体对于人民币汇率的长期走势有相对一致的判断。从央行干预指数的系数情况来看，3个月的汇率预期的央行干预变量系数并不显著，而其他间距水平的央行干预变量系数为负，说明短期内外推预期者主要根据近期汇率的变动来预测汇率的走势，而在预测较长期汇率走势时才关注央行干预是否会使汇率趋势发生大

49、的变化。不过具体有多少比例的个体关注这个因素，还需看系数显著的比例。根据表4，央行干预系数显著的比例仅为15%左右，说明仅非常小部分的外推预期者关注央行干预强度。这是由于我国外汇市场的市场化程度不高，选择外推预期形式预测汇率的金融机构还无法把握央行调控汇率的规律，所以作为次优选择，大部分的个体更倾向于直接根据汇率的近期走势来预测未来汇率的走势。表4 外推预期特征的检验结果预期间距水平3个月6个月9个月12个月 横截面个体数量时间序列数量3725372537253725系数d10.43*（z=12.14）1.17*（z=14.30）1.76*（z=24.98）2.27*（z=24.71）系数d2

50、0.68*（z=12.09）0.93*（z=9.02）1.13*（z=19.62）1.21*（z=12.23）系数d3-0.23(z=-6.67)-0.34*（z=-2.33）-0.50*（z=-9.83）-0.52*（z=-7.11）系数g0.0004（z=0.16）-0.12*（z=-4.19）-0.02*（z=-5.61）-0.023*（z=-5.30）系数的Swamy检验：263.80（P=0.0000）254.38（P=0.0002）258.58（P=0.0001）248.67（P=0.0005）d1显著的样本比例（%）d1分布的标准差系数（%）75.6720.5586.4916.2

51、083.7812.8181.0812.25d2显著的样本比例（%）d2分布的标准差系数（%）89.1922.8078.3820.4486.4918.9383.7819.13d3显著的样本比例（%）d3分布的标准差系数（%）27.0325.7332.4320.7140.5419.8632.4319.61g显著样本比例（%）g分布的标准差系数（%）5.4132.3010.8117.3324.3212.2316.2215.21说明：*表示参数估计量在1%的置信水平上显著，显著样本比例在1%的显著性水平下计算而得。（四）自适应预期特征的检验自适应预期根据自身过去的预测误差修正其后每一时期的预期，将（4

52、）式进行移项变换，得到如下的计量方程 此处不加入央行干预指数变量是由于自适应性预期者仅关注自身的预测误差，而不关注外在因素。： （15）表5 自适应预期特征的检验结果预期间距水平3个月6个月9个月12个月横截面个体数量时间序列数量3722371937163713系数f-0.09*(z=-6.13)0.23*（z=14.38）0.23*(z=8.81)0.26*(z=10.15)f显著的样本比例（%）f分布的标准差系数（%）24.32.745.911.851.312.551.314.0系数的Swamy检验：78.73（P=0.2744）183.28 （P=0.0000）236.72（P=0.00

53、00）347.54（P=0.0000）说明：*和*分别表示参数估计量在1%和5%的置信水平上显著。随机效应模型中的显著比例均在5%的显著性水平下计算而得。从表5中的系数估计结果看，预测间距水平为3个月的汇率时，运用自适应预期模型的金融机构认为如果过去预期值高估了汇率时，在下一期将进一步增大汇率的预期；而预测间距为6个月、9个月和12个月时，如果过去预期高估汇率，则下一期将向下调整汇率预期，即降低汇率预期。这说明使用自适应预期模型的金融机构认为在短期内预期汇率将延续以前的趋势，所以他们并不调整预期错误；而在预测中长期汇率走势时，他们会根据过去的预期错误反向调整将来的汇率预期，说明汇率预期调整具有

54、时滞性。从面板随机效应模型的结果看，24.3%的金融机构预测3个月后的汇率时使用了自适应预期模型；50%左右的金融机构预测6个月、9个月和12个月的汇率时使用适用性预期模型，swamy检验结果显示他们的参数设置存在显著的异质性，结合系数的分布标准差系数，可知异质性随预期间距水平的增大而增大。六、结论与政策建议本文首次采用国际知名金融机构的汇率预期调查数据，实证考察人民币汇率预期特征，主要得到以下结论：第一，市场个体对人民币汇率的预期是非理性的，并且具有显著的异质性。异质性主要体现在两方面：1.市场个体采用不同的预期方式形成汇率预期，而这些预期方式所占比例之和并不刚好为1这与国外市场情况相同，如

55、Benassy-Quereet.al（2003）研究也发现几种模型的使用比例相加大于1。，说明有些个体同时使用两种或者两种以上的汇率预期方式；2.一些个体虽然选择同样的预期方式，但对于不同变量的考虑有所不同，表现在他们虽然选择相同的预测模型，但对不同变量的参数选择不同，其中技术交易者采用的外推预期和自适应预期方式中的外推系数和修正误差系数尤其具有显著的异质性。这为我们认识人民币汇率预期特征提供新的依据，在研究微观主体的汇率预期时，应关注其非理性和异质性特征，才能更加合理地研究其动态变化特征及应对策略。 第二，外推预期者预测人民币汇率将延续历史走势，他们较少关注央行干预强度的变化，而更关注即期汇

56、率的走势。样本中70%以上的金融机构选择外推预期模型，说明在判断汇率未来走势时，大部分金融机构主要关注汇率自身的走势。另外，样本中采用自适应预期模型的个体在预测3个月的汇率时，尚不能修正其预测错误，在预测其他间距水平的汇率时，有50%左右的个体能够修正预测错误，说明自我修正具有一定的时滞性，参与者需要一定的时间才能对自身的预测错误进行修正。第三，基本面汇率预期者预测汇率将回归到与宏观基本面相符的水平，他们关注宏观基本面的变化和央行干预强度的变化。样本中平均仅25%左右的金融机构选择回归预期模型预测汇率，说明仅有小部分金融机构参考基本面汇率做出预测。同时，随着预期间距水平的增大，预测汇率向基本面

57、回归的市场个体增多，预测12个月后的人民币汇率时使用回归预期模型的比例达到32.43%。不过，从国际情况来看，Bnassy-Qur et al.（2003）研究美元兑马克、日元和英镑的汇率预期时，发现对于12个月的预期间距水平，分别有69.4%、84.2%和70.6%的市场个体使用回归模型。对比反映出中国外汇市场中的基本面交易者比例较小的现象，这说明通货膨胀、货币供应量和利率等宏观基本面因素对金融机构的汇率预期有一定的影响作用，但并非最主要的影响因素，这与我国外汇市场市场化程度不高以及人民币汇率向基本面汇率回归的速度慢等因素有关。基于我国外汇市场的现状，从引导汇率预期的角度出发，本文提出以下政

58、策建议：第一、采取渐进调整的汇率政策，减少市场的升值预期。一方面，根据上文的分析，样本中外推预期者占70%以上，且外推预期模型的估计系数主要为正，说明当即期汇率升值速度加快时，金融机构的升值预期将增强。所以为了降低外推预期者的升值预期，货币管理当局应放缓汇率的升值速度。另一方面，前述分析表明：交易主体修正预测误差具有一定的时滞性，因此货币管理当局在调整汇率时，可采取逐步调整方式，通过市场的学习和反馈，提高政策实施的效果，降低汇率调整的成本。比如可采取类似爬行钉住的方式，一次升值后保持一定时期的稳定，过段时期再根据实际情况调整，以提高政策的有效性。另外，应加强对市场主体汇率预期的调查，及时掌握汇

59、率预期的动态变化及变化特征，并根据不同时期的汇率预期变化情况，调整汇率政策。第二、逐步提高透明度，引导市场形成合理的预期。一方面，应逐步降低央行干预力度，防止汇率长期持续的大幅失衡，保证汇率较为充分地反映宏观基本面的变化，从而提升基本面预期者的获利能力，增加市场上具有稳定汇率作用的基本面预期者的比例；另一方面，应提高市场的信息透明度，从而降低外推预期者赖以生存的信息不对称基础，减少外推预期者在市场上的比例，有利于稳定市场的汇率预期。第三、扩大汇率弹性，消除外推预期者的单边升值预期。应进一步完善汇率形成机制，发挥市场机制的作用，扩大汇率的双向浮动区间，以提高投机资本的风险，降低外推预期者的获利能

60、力，从而减少外推预期者在市场上的比例，促进市场的稳定。参考文献：1陈蓉，郑振龙.结构突变、推定预期与风险溢酬：美元/人民币远期汇率定价偏差的信息含量J.世界经济，2009（6）：64-76.2丁志杰，郭凯，闰瑞明.非均衡条件下人民币汇率预期性质研究J.金融研究，2009（12）：91-98.3胡春田，陈智君.人民币是否升值过度？来自基本均衡汇率（1994-2008）的证据J.国际金融研究，2009（11）：55-65.4李天栋，许少强，朱奇.FDI的流向、汇率预期的自我强化与冲销式干预的有效性J.世界经济，2009（7）：15-22.5李晓峰，陈华.交易者预期异质性、央行干预效力与人民币汇率变

61、动汇改后人民币汇率的形成机理研究J.金融研究，2010（8）：49-67.6李晓峰，黎琦嘉.外汇市场汇率预期研究述评J.经济学动态，2009（3）：102-107.7石巧荣.人民币升值预期成因分析：基于格兰杰因果检验J.数量经济技术经济研究,2010（7）：66-75.8孙华妤，马跃.化解热钱流入形成的升值压力：市场自动调节机制和政策措施J.世界经济2005（4）：13-21.9王曦，才国伟.人民币合意升值幅度的一种算法J.经济研究，2007（5）：27-41.10王志强，齐佩金，孙刚.人民币汇率购买力平价的界限检验J.数量经济技术经济研究，2004（2）：116-124.11张晓朴.购买力平价思想的最新演变及其在人民币汇率中的应用J.世界经济，2000（9）：10-18.12赵伟，杨会臣.钉住汇率制度的可持续性：一个基于汇率预期的分析框架J.世界经济，2005（7）：23-29.13Allen,H.and Taylor,M.P. Chartist, Noise and Fu