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1、人民幣匯率預期特征研究 ——基于調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析 李曉峰1 錢利珍2 黎琦嘉3 作者信息： 李曉峰，女，廈門大學經(jīng)濟學院金融系教授，博士生導師。研究方向：國際金融理論與政策；電話：13906005063，郵箱：xfli@，聯(lián)系地址：福建省廈門大學經(jīng)濟學院金融系，郵編：361005。 錢利珍，女，廈門大學經(jīng)濟學院金融系博士研究生，研究方向：國際金融理論與政策；電話:13779964559，郵箱：qianlizhen@； 黎琦嘉，女，廈門大學金融學博士，中國金融期貨交易所博士后；電話：15921882638，郵箱: liqijia@。 本文是國家自然科學基金課題（項目編號：70873

2、098）的階段性成果。文責自負。 （1、2 廈門大學經(jīng)濟學院，廈門 361005） （3 中國金融期貨交易所，上海 200122） 內(nèi)容提要：持續(xù)的人民幣匯率升值預期是影響我國匯率機制改革和金融穩(wěn)定的一個難題。本文首次采用國際知名金融機構(gòu)的調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了人民幣匯率預期的特征，研究發(fā)現(xiàn)：（1）金融機構(gòu)對人民幣匯率的預期是非理性的；（2）匯率預期具有異質(zhì)性，70%以上的金融機構(gòu)基于匯率過去的走勢進行預測，平均25%左右的金融機構(gòu)基于宏觀基本面預測；同時，他們對相同信息的關(guān)注程度有所不同。這為進一步認識人民幣匯率預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 人民幣匯率預期特征研究 ——基于調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析 內(nèi)容提要：持續(xù)的人民幣匯率升值預期是影響我國匯率機制改革和金融穩(wěn)定的一個難題。本文首次采用國際知名金融機構(gòu)的調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了人民幣匯率預期的特征，研究發(fā)現(xiàn)：（1）金融機構(gòu)對人民幣匯率的預期是非理性的；（2）匯率預期具有異質(zhì)性，70%以上的金融機構(gòu)基于匯率過去的走勢進行預測，平均25%左右的金融機構(gòu)基于宏觀基本面預測；同時，他們對相同信息的關(guān)注程度有所不同。這為進一步認識人民幣匯率預期特征和制定匯改方案提供了新的依據(jù)。 關(guān)鍵詞：匯率預期；非理性；異質(zhì)性 JEL分類號：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制改革，一年時間內(nèi)人民幣對美元已經(jīng)累計升值5.5%。但是，以美歐為首的國際社會還是屢屢以“人民幣被低估”向中國發(fā)難，金融機構(gòu)也不斷調(diào)高預期升值幅度，同時，金融機構(gòu)新增外匯占款也不斷回升，說明大幅升值并未降低市場的升值預期。從日本的經(jīng)驗來看，升值并不可怕，可怕的是升值預期。升值預期不僅具有自我實現(xiàn)性，而且可能會引起投機資本的加快流入，帶來包括貨幣供給快速增長、資產(chǎn)價格泡沫、信貸泡沫和通貨膨脹等方面的沖擊，甚至可能給我國金融穩(wěn)定造成威脅，進而加大我國經(jīng)濟運行的不確定性。所以，為避免陷入困境，我國貨幣當局必須加強對升值預期的管理。而為了更好地引導和管理預期，貨幣當局

9、首先必須了解預期的特征，所以現(xiàn)階段，亟待進一步深入研究人民幣匯率預期的特征，為引導升值預期和進一步制定匯改方案提供更加可靠的理論和實證依據(jù)。 國外學者對匯率預期的特征進行了較為深入而細致的研究，但從國內(nèi)研究文獻來看，對人民幣匯率預期特征進行深入研究的文獻十分鮮見。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主要包括：（1）國外學者早在1990年就開始利用調(diào)查數(shù)據(jù)研究匯率預期的特征，但由于國內(nèi)缺乏調(diào)查數(shù)據(jù)，所以遲遲未出現(xiàn)此類研究。本文首次采用國際知名金融機構(gòu)的匯率預期調(diào)查數(shù)據(jù)，對人民幣匯率預期特征做了較為細致的研究，從而避免

10、了采用各種代理變量可能帶來的偏差，更好地反映現(xiàn)實中市場個體的匯率預期狀況；（2）本文研究發(fā)現(xiàn)各金融機構(gòu)的匯率預期具有顯著的異質(zhì)性，表現(xiàn)為各機構(gòu)采用不同的預期方式形成匯率預期，同時他們對相同信息（變量）的關(guān)注程度不同，表現(xiàn)為預期形成方式中對同一信息變量所賦予的參數(shù)不同，這為我們認識人民幣匯率預期特征提供了新的依據(jù)；（3）本文研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)對人民幣匯率的預期是非理性的，并且大多數(shù)（70%以上）的金融機構(gòu)采用外推預期模型，也即根據(jù)匯率的近期走勢形成匯率預期。因此，如果即期匯率升值速度加快，將進一步強化升值預期，本文據(jù)此對貨幣當局進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、匯率預期的文獻綜述；第三部分為匯率預期形成模型和計量方法；第四部分為金融機構(gòu)匯率預期數(shù)據(jù)的描述；第五部分為人民幣匯率預期特征的經(jīng)驗分析；最后總結(jié)全文并提出政策建議。 二、匯率預期的文獻綜述 經(jīng)濟主體的預期形成機制一直是經(jīng)濟學和金融學領(lǐng)域的一個重要問題。20世紀70年代布雷頓森林體系垮臺后，許多國家開始實行浮動匯率制度，匯率預期對匯率波動、資本流動和金融穩(wěn)定的影響不斷增強，因而引起了學者們的關(guān)注，預期理論預期理論的發(fā)展情況詳見丁志杰、郭凱和閏瑞明（2009）。 在外匯市場的應(yīng)用研究也逐漸興起。在之前外推預期、適應(yīng)性預期和理性預期等幾種形成方式的基礎(chǔ)上，學者們進一步提出了以宏觀基

12、本面為基礎(chǔ)的回歸預期方式，并對匯率預期是否理性、匯率預期的形成方式以及預期異質(zhì)性等問題做深入研究，從而深化了對匯率預期的認識。MacDonald和Taylor（1989）、Ito（1990）、Chinn等（1994）和Verschoor等（2002）的研究一致發(fā)現(xiàn)市場主體的匯率預期具有非理性；Frankel和Froot（1990）、Takagi（1991）、Allan和Taylor（1990）在研究中發(fā)現(xiàn)外匯市場上存在著使用外推預期模型的技術(shù)分析者和使用回歸預期模型的基本面分析者。更進一步地，Ito（1990）、MacDonald和Marsh（1996）、Bnassy-Qur et al.（2

13、003）和Frenkel et al.（2009）基于金融機構(gòu)發(fā)布的匯率預期調(diào)查數(shù)據(jù)，證實了匯率預期具有顯著的異質(zhì)性，他們同時也對異質(zhì)性的來源進行了研究詳見李曉峰和黎琦嘉（2009）。 。 隨著人民幣的持續(xù)升值，對人民幣匯率預期的研究也成為熱點，國內(nèi)學者對人民幣匯率升值預期的成因、經(jīng)濟效應(yīng)、應(yīng)對措施以及預期的自我實現(xiàn)性等問題如孫華妤和馬躍（2005）發(fā)現(xiàn)人民幣升值預期具有“自我實現(xiàn)”性；李天棟等（2005）發(fā)現(xiàn)匯率預期具有自我強化的內(nèi)在機制；石巧榮（2010）認為升值預期的形成原因不是我國經(jīng)濟的快速增長，也不是物價、利率或貨幣供給，而是持續(xù)下降的單位產(chǎn)出勞動力成本，因而他建議盡快提高勞動報

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

15、趨勢的外推預期，如李曉峰和陳華（2010），他們基于人民幣匯率預期異質(zhì)性的假定，結(jié)合央行干預因素構(gòu)建了新的匯率決定模型；最后一種觀點則認為人民幣匯率預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)預期的非拋補利率平價模型，并進行實證分析，驗證了人民幣匯率預期具備自適應(yīng)特征；陳蓉和鄭振龍（2009）實證考察了匯率的推定預期與自適應(yīng)預期，發(fā)現(xiàn)市場主要根據(jù)即期匯率和美元指數(shù)的變動形成推定（外推）預期。 不過，前三種觀點的相關(guān)文獻并未針對預期本身的特征作相應(yīng)的檢驗，他們只是單純假定人民幣匯率預期具有理性、回歸或者異質(zhì)性質(zhì)。而最后一種觀點的研究者雖然做了一定的實證檢驗，但也存

16、在值得商榷的地方，如檢驗方法和預期代理變量的選擇等方面。具體來看，陳蓉和鄭振龍(2009)選用NDF作為匯率預期的代理變量進行實證分析，但其文中同時也驗證了人民幣存在正的風險溢酬和系統(tǒng)性風險，遠期匯率不是未來即期匯率的無偏預期，所以用NDF作為代理變量的實證分析結(jié)果可能具有一定的偏差；丁志杰等（2009）雖然避開直接使用匯率預期數(shù)據(jù)，但文中構(gòu)建的非拋補利率平價模型假設(shè)市場個體風險中性的前提在現(xiàn)實中并不成立，同時其研究是基于自適應(yīng)預期假定再通過實證檢驗加以證實的，并未進一步考察回歸預期等其他預期方式是否也同時成立，從而可能影響結(jié)果的全面性。 為此，本文采用金融機構(gòu)的匯率預期調(diào)查數(shù)據(jù)，力求更準確

17、直接地檢驗市場微觀主體的人民幣匯率預期特征，并對下述問題進行探討：1.市場個體對人民幣匯率的預期是否理性？2.市場個體如何形成匯率預期，是選擇基本面交易者的回歸預期方式，還是選擇技術(shù)交易者的外推預期和自適應(yīng)性預期方式，哪一種方式占主導地位？3.市場個體的匯率預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)市場的匯率預期形成特征，貨幣管理當局應(yīng)如何完善匯改方案以更好地引導升值預期？ 三、匯率預期形成模型和計量方法 （一）基本的匯率預期形成模型 基本的匯率預期形成模型分為兩類，理性預期和非理性預期模型。其中，非理性預期模型主要包括回歸預期、外推預期和自適應(yīng)預期三種形式，前

18、者為基本面交易者的預期形成形式，后兩者為技術(shù)交易者的預期形成形式。 1.理性預期形成模型 理性預期假設(shè)市場個體能有效地利用一切信息做出最佳預測，即便發(fā)生錯誤也能立即糾正，將其預期調(diào)整至與有關(guān)變量實際值相一致的水平。理性預期假設(shè)下，市場個體主觀概率分布的期望值與客觀概率分布的期望值一致，預期結(jié)果不存在系統(tǒng)性錯誤： （1） 其中Ei,t(St+h)表示市場個體i在t期對t+h期的匯率預期（我們稱h為預期間距水平，本文中h=3、6、9和12個月），It表示t期市場個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.回歸預期形

19、成模型 回歸預期假設(shè)市場個體是基本面分析者，他們假定匯率會逐漸回歸到基本面匯率，基于即期匯率對基本面匯率的偏離形成匯率預期?；镜幕貧w預期模型如下： （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)濟基本面一致的匯率水平，即完全由宏觀經(jīng)濟基本面所決定的匯率水平；而均衡匯率是指與宏觀經(jīng)濟運行中外部均衡目標和內(nèi)部均衡目標相一致的真實匯率水平。 ，St*-St表示即期匯率對基本面匯率的偏離，

20、b為回歸系數(shù)，表示匯率預期向基本面匯率回歸的速度，b>0表示如果St*> St，市場個體預測匯率將增大。 3.外推預期形成模型 外推預期假設(shè)預期者是技術(shù)交易者，其對匯率的預期主要基于匯率的歷史走勢，基本的外推預期模型如下： （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，d為外推系數(shù)，代表人們預期匯率變動的趨勢。d>0表示人們預期匯率過去的變化趨勢在未來將繼續(xù)保持下去，外推預期對匯率形成有助漲助跌的作用。 4.自適應(yīng)預期形成模型 自適應(yīng)預期被認為是一種學習過程，市場個體根據(jù)自身過去的預測誤差修正以后的預期，可被看成是反饋型的

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

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

23、于每個個體i，以下各假設(shè)成立： ；，；； 假設(shè)截面?zhèn)€體之間存在異方差，這將在下文實證中進行檢驗，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)隨機效應(yīng)模型進行實證檢驗。系數(shù)隨機效應(yīng)模型的個體差異則用Swamy檢驗(Swamy，1970)，原假設(shè)為，統(tǒng)計量為 （6） 其中Xi表示每個個體的解釋變量矩陣，是最小二乘法估計的橫截面系數(shù)，是的加權(quán)平均數(shù)，權(quán)重與的無偏估計成反比。在原假設(shè)下，swamy統(tǒng)計量服從分布。 四、金融機構(gòu)匯率預期數(shù)據(jù)的描述 本文采用的即期匯率數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫

24、（CEIC），匯率預期數(shù)據(jù)來自彭博資訊終端（Bloomberg）每月公布的國際知名金融機構(gòu)對人民幣的季度由于每個交易者的預測時間不同，而且公布數(shù)據(jù)的預測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，則預測期限為2008年第三和四季度末、2009年第一和二季度末以及2009年末等。這導致每個月度公布的預測間距水平不一，譬如2008年8月公布的匯率預期間距水平為1個月、4個月、7個月和10個月，2008年9月公布的匯率預期間距水平為3個月、6個月、9個月和12個月，2008年10月公布的匯率預期間距水平為2個月、5個月、8個月和11個月。這導致我們要選取3個月預測間

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期、6月份發(fā)布的數(shù)據(jù)中選取第三季度末的預期（因為其他月份如4月份發(fā)布的數(shù)據(jù)中距離第二季度末僅有兩個月的時間），以此類推。為盡可能增加參與實證的樣本，提升實證的準確性，本文將間距水平為2個半月、3個月、3個月半的數(shù)據(jù)近似視為間距水平為3個月，如在8月16-8月31日預測的個體數(shù)據(jù)距離第二季度末為3個半月，9月份預測的個體數(shù)據(jù)距離第二季度末為位3個月，10月1日-15日預測的距離第二季度末為2個半月，三者均視為間距水平為3個月的匯率預期。以此類推。 匯率預期，時間跨度為2008年7月至2010年7月。參與匯率預測的個體，主要包括44家國際知

26、名金融機構(gòu)（未包含2010年之后新增的預測機構(gòu)），如德意志銀行、法國巴黎銀行、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構(gòu)，所以，該預期數(shù)據(jù)能較好地代表國際市場對于人民幣匯率的預期情況。同時，這些金融機構(gòu)中有62.16%為人民幣銀行間外匯市場會員，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交易者的匯率預期。 在公布的匯率預期數(shù)據(jù)中，存在某些個體在某些月份未預測的情況，我們參考MacDonald和Marsh (1996)的做法，剔除預測次數(shù)小于5次的個體包括聯(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）和標準銀行（Standard Bank）7家預測機構(gòu)。 ，缺失的數(shù)據(jù)由平均預期替代。下文實證涉及的匯率預期數(shù)據(jù)均為面板數(shù)據(jù)，時間跨度為25個月，橫截面?zhèn)€體為37個，共925個數(shù)據(jù)。對總體匯率預期和截面平均匯率預期進行描述性統(tǒng)計（見表1），結(jié)果顯示隨著間距水平的增大，匯率預期的平均值減小，而標準差相應(yīng)增大，說明市場認為長期匯率升值幅度將大于短期，同時，市場預期的異質(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，說明個別個體預測人民幣升值的幅度遠大于平均水平。從峰度值情況看，個體的匯率預期出現(xiàn)尖峰情況，而平均的預期則較為符合正態(tài)分布。這與Jarque-Bera統(tǒng)計量反映的結(jié)果一致。 表1 匯率預期調(diào)查數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計 匯率預期 觀測值 均值 標準差 最小值 最大值 偏度 峰度 JB值 3個月 925 6.79 0.07 6.35 7.10 -1.06 8.49 1332.9*** 6個月 925 6.75 0.10 6.30 7.10 -0.69 4.23 132.59*** 9個月 925 6.6

29、9 0.13 6.12 7.03 -0.55 3.79 70.06*** 12個月 925 6.61 0.15 5.92 7.06 -0.56 3.80 73.20*** 3個月平均 25 6.79 0.05 6.64 6.87 -0.87 3.79 3.82 6個月平均 25 6.75 0.08 6.55 6.87 -0.73 2.84 2.29 9個月平均 25 6.69 0.11 6.45 6.84 -0.52 2.44 1.45 12個月平均 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)。 從金融機構(gòu)平均匯率預期數(shù)據(jù)的走勢來看，除2008年12月到2010年3月期間存在3個月和6個月的匯率貶值預期外，市場個體在其他時間點上均認為匯率將出現(xiàn)不同程度的升值（平均預期與即期匯率的偏差基本為負，圖1左欄），而間隔12個月的預期升值幅度最大。 具體來看，從2008年8月開始人民幣平均升值預期逐漸減小，這與全球經(jīng)濟形勢和我國宏觀基本面的情況有關(guān)：第一，受金融危機影響，外部需求萎縮以及貿(mào)易保護導致我國出口大幅下滑，宏觀基本面情況惡化；第二，大量避險資金

31、流入美國，托高美元指數(shù)，從2008年6月份開始美元指數(shù)開始反彈，一直持續(xù)到2009年4月；第三，受全球金融去杠桿化的影響，部分新興市場國家再現(xiàn)亞洲金融危機時期的資本外流、儲備下降和本幣貶值。所以，綜合來看，人民幣升值的市場基礎(chǔ)被削弱，再加之央行的干預，導致2008年8月之后匯率升值預期減小，甚至在2008年12月出現(xiàn)貶值預期。而2009年5月之后，隨著寬松貨幣政策、四萬億投資計劃以及擴大內(nèi)需等應(yīng)對危機一籃子政策的效果逐漸顯現(xiàn)，我國經(jīng)濟率先復蘇，外部需求也開始回升，所以市場的升值預期開始增強。雖然央行考慮到國際經(jīng)濟形勢尚不明朗以及國內(nèi)經(jīng)濟下行壓力仍然較大，保持人民幣對美元匯率維持基本穩(wěn)定（波幅保

32、持在20個基點之間），但基本面支撐的匯率升值預期依然較為強勁，并且不斷增強。2010年3月，央行行長周小川表示包括匯率在內(nèi)的非常規(guī)政策遲早將退出，這使升值預期快速增強。隨后，2010年6月央行宣布重啟人民幣匯率形成機制改革，即期匯率重新進入較有彈性的波動時期，升值預期得到部分釋放，市場的平均升值預期幅度暫時減小。不過2010年7月之后升值預期又進一步增強，這與央行干預減小以及中國經(jīng)濟運行良好有關(guān)。 圖1 平均匯率預期與即期匯率的偏離以及即期匯率走勢圖 根據(jù)上述金融機構(gòu)平均匯率預期的走勢分析，可以較為直觀地看出人民幣匯率預期的變化與宏觀基本面以及央行的干預相關(guān)，再結(jié)合預期形成理

33、論，人民幣匯率預期還應(yīng)與即期匯率變動以及預測者自身的預測誤差相關(guān)。不過，要更好地認識金融機構(gòu)主要根據(jù)什么變量形成匯率預期，他們能否利用所有信息形成理性預期，還需要更進一步的實證檢驗。 五、人民幣匯率預期特征的經(jīng)驗分析 （一）人民幣匯率預期是否理性的檢驗 學者對匯率預期是否理性的檢驗主要圍繞預期是否存在系統(tǒng)性偏差展開，分別檢驗匯率預期的無偏性以及其與不同信息變量之間的正交性（也即匯率預期的有效性），若以上兩個檢驗中任何一個得不到滿足，則意味著匯率預期不符合理性要求。 若人民幣匯率預期Ei,t(St+h)具有無偏性，則其與真實匯率St+h之間的偏差，為一均值為0、方差為的隨機擾動。

34、 （7） 其中隨機擾動滿足，如果系數(shù)估計滿足約束a=0且b=1，即可證明人民幣匯率預期是無偏的。 匯率預期的有效性，指匯率預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。 先對各變量進行面板單位根檢驗篇幅有限，下文所有單位根檢驗的結(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行估計和檢驗，結(jié)果見表2。F檢驗均拒絕原假設(shè)，可見，人民幣匯率預期并不符合理性預期的

35、無偏性和正交性假定，說明機構(gòu)在預測人民幣匯率時具有非理性的特性，這與我國外匯市場市場化程度不高，市場無法利用所用信息形成理性預期的直覺相符。下文將基于人民幣匯率預期的非理性特征，檢驗金融機構(gòu)匯率預期的具體形成方式及其異質(zhì)性問題。 表2 人民幣匯率預期是否理性的檢驗結(jié)果 匯率預期無偏性檢驗 預期間距水平 3個月 6個月 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：H0:a=0且b=1 282.74(p=0.

36、0000) 105.37(p=0.0000) 匯率預期有效性檢驗 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: 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：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)的時間跨度為2008年1月-2010年11月，由于預期間距水平為9和12個月的相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失較多，影響估計結(jié)果，故省略。***和**分別表示參數(shù)估計量在1%和5%的置信水平上顯著。 （二）回歸預期特征的檢驗 回歸預期假定市場預測即期匯率將向基本面匯率回歸，所以分析回歸預期形成特征前，我們必須首先測算基本面匯率。同時，為衡量樣本期內(nèi)央行干預強度對匯率預期的影響，我們還應(yīng)對央行干預指數(shù)進行測算。 1.央行干預指數(shù)測算 為考查央行干預的強度，我

38、們根據(jù)Fiess & Shankar（2009）的外匯市場壓力測算模型，引申出央行干預指數(shù)的測算公式： （9） 其中為即期匯率變化值，為外匯儲備變動額，和分別為匯率變動值和外匯儲備變動額的標準差。從公式可以看出，當時，，此時央行干預最強，維持固定匯率制度，而當大于或小于1時，則央行干預較弱。為了更有效地反應(yīng)央行干預強度的變化，作進一步修正，可得央行干預強度的度量指標： （10） 當 時，央行

39、干預強度最大，越大，則央行干預強度越小。圖2左邊給出了匯改以來我國央行干預強度的變化情況?？煽闯?，2006年10月至2007年1月期間，我國央行干預強度最弱；2005年7月至2006年10月以及2007年2月至2008年7月兩段時期內(nèi)，央行干預強度適中；而2008年7月至2010年5月期間，央行干預的強度最大。右圖給出了2008年7月至2010年7月對應(yīng)數(shù)據(jù)計算而得的干預指數(shù)，可見，雖然此時期在匯改以來的整個樣本時間內(nèi)干預強度較大，具體細分，2008年7月至2009年4月，干預強度相對較小，而2009年4月至2010年6月，干預強度相對更大。 注：左圖根據(jù)2005年7月至2010年7

40、月相應(yīng)數(shù)據(jù)計算而得，右圖根據(jù)2008年7月至2010年7月數(shù)據(jù)計算而得。計算所需即期匯率和外匯儲備數(shù)據(jù)均來源于CEIC。 圖2 匯改以來央行干預強度變化圖 2.人民幣基本面匯率測算 國外學者普遍采用購買力平價來度量基本面匯率，如Benassy-Quereet.al（2003）和Vigfussion（1997）等，但根據(jù)國內(nèi)學者的研究結(jié)果（如張曉樸，2000和王志強等，2004），購買力平價在中國并不適用。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)濟因素。人民幣兌美元的基本面匯率水平S（采用直接標價法，即增大表示貶值）的決定方程如下變量帶*表示國外情況，參數(shù)上標為+表示正相關(guān)，-表示負相關(guān)，？表示關(guān)系難以確定，變量前加l表示取對數(shù)形式。變量與匯率的關(guān)系解釋詳見李曉峰和陳華（2010）。 ： （11） 選取2005年7月至2010年6月60個月度數(shù)據(jù)測算基本面匯率。通脹程度和貨幣供應(yīng)量分別以CPI和對數(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1個月加權(quán)平均利率銀行間質(zhì)押式債券回購是目前我國貨幣市場交易最為活躍、成交金額最大的品種，其利率已經(jīng)成為貨幣市場的代表性利率，同時也是我國短期金融產(chǎn)品定價的利率基準之一

42、。 作為代理變量，美元利率選擇一個月美國國債利率予以度量，貿(mào)易則用經(jīng)常項目順差增長率表示，所有變量數(shù)據(jù)均來源于CEIC數(shù)據(jù)庫。進行ADF單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)所有變量均為I（1）數(shù)據(jù)，再進行Johansen協(xié)整檢驗，表明至少有一個協(xié)整關(guān)系，進行協(xié)整回歸得： （12） 貿(mào)易差、利率差和通脹差的參數(shù)符號與理論相符，貨幣供應(yīng)量差的參數(shù)符號同李曉峰和陳華（2010），表示外匯占款是驅(qū)動我國貨幣供應(yīng)量增加的重要因素。由于基本面匯率取決對于宏觀變量的長期水平，故采用H-P濾波方法對各宏觀經(jīng)濟變量提取長期趨勢項，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，因為一方面，即期匯率升值速度明顯加快；另一方面，我國嚴重的通貨膨脹和金融危機導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）認為2007年第三季度之后匯率加速升值導致人民幣升值過度的觀點一致。在2009年5月之后，即期匯率的升值態(tài)勢被有效抑制，但宏觀基本面運行良好，導致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.回歸預期特征的檢驗 由于市場個體形成預期時，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）式拓展為計量方程（13）。同時，為表示央行干預情況 央行干預數(shù)據(jù)根據(jù)2008年7月至2010年7月即期匯率和外匯儲備數(shù)據(jù)計算而得。 ，我們引入干預變量： (13) 先對各變量進行面板單位根檢驗，數(shù)據(jù)表明所有變量均為平穩(wěn)變量。再進行隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)模型的識別，各個間距水平的Hausman檢驗結(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)，隨機效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)。同時，似然比率異方差檢驗結(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)和隨機效應(yīng)識別檢驗以及異方差檢驗的結(jié)果不一一給出，備索。另外，下文中外推預期和自適應(yīng)預期模型也均進行了此類檢驗，結(jié)果類似。 ，我們采用bootstrap法修正異方差的Swamy變系數(shù)隨機效應(yīng)模型進行實證研究，結(jié)果見表3。 表3中回歸系數(shù)均顯著為正，說明當匯率向下偏離基本面時，或者當基本面匯率升值幅度小于即期匯率升值幅度時，市場均預期匯率貶值，反之則相反，這與理論相符，說明市場個體認為即期匯率將不斷向基本面匯率回歸。而

46、從間距水平來看，隨著預期的間距水平增大，回歸系數(shù)也不斷增大，說明市場個體認為長期來看匯率向基本面回歸的程度更大。另外，干預指數(shù)的系數(shù)顯著為負，說明隨著央行干預程度的增大（數(shù)值減?。?，采用回歸預期方式的市場個體預測匯率的升值速度將減緩（數(shù)值增大）。這與事實相符，央行干預強度的增大使得即期匯率波幅下降，導致匯率向基本面回歸的速度下降。 從個體效應(yīng)情況來看，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%，說明總體來看金融機構(gòu)采用回歸預期模型進行預期的比例較低（平均25%左右），同時，隨著預期間距水平的增大，b1顯著的比例不斷增大，說明預測長期匯率走勢時采用回歸預期模型的市場個

47、體比中短期多。不過，間距水平越大，市場越關(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，說明預測間距越長，認為干預對匯率未來走勢有顯著影響的市場個體比例越小，這與事實相符。從Swamy的異質(zhì)性檢驗結(jié)果來看，p值顯示不能顯著拒絕原假設(shè)，說明雖然回歸系數(shù)的差異并不顯著，也即使用回歸預期模型的市場個體對于匯率向基本面回歸速度的設(shè)置上并無顯著差異。 表3 回歸預期特征的檢驗結(jié)果 預期間距水平 3個月 6個月 9個月 12個月 橫截面?zhèn)€體數(shù)量 時間序列數(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分布的標準

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分布的標準差系數(shù)（%） 16.2 5.03 5.88 7.00 2.70 - 2.70 - c顯著的樣本比例（%） c分布的標準差系數(shù)（%） 56.75 19.2 54.05 15.23 48.65 17.32 40.54 12.67 系數(shù)的Swamy檢驗： 172.04 （P=0.6519） 137.06 (P=0.6466) 156.97 (P= 0.2173) 128.95 (p

50、= 0.8106) 說明：***表示參數(shù)估計量在1%的置信水平上顯著。隨機效應(yīng)模型中的顯著比例均在1%的顯著性水平下計算而得。 （三）外推預期特征的檢驗 考慮到參與者預測的間距水平為3個月和6個月等，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（也即三個月）、滯后六期和九期的匯率。同時，為表示央行干預情況，我們引入干預變量： （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（除間距水平為3個月的預期），說明外推預期模型使用者認為我國匯率在中短期內(nèi)將保持以往的趨勢，而在較長期將會出現(xiàn)一定程度的逆轉(zhuǎn)，不過從具體數(shù)值上來看，d1和d2

51、大于d3，說明相對于延續(xù)原來趨勢的變化，逆轉(zhuǎn)的程度相對小，這與Benassy-Quereet.al（2003）的研究結(jié)果一致。從個體效應(yīng)情況來看，關(guān)注過去3個月和6個月的匯率變化（d1 和d2）的市場個體比例分別在86%和70%以上，而關(guān)注過去9個月到6個月的匯率變化（d3）的顯著比例在30%左右，說明市場個體預測匯率時更關(guān)注近半年的匯率走勢。同時，從Swamy的異質(zhì)性檢驗結(jié)果來看，swamy統(tǒng)計量均為200以上，p值均接近于0，說明市場個體預測時采用的外推參數(shù)具有顯著的異質(zhì)性，同時，標準差系數(shù)隨著預期間距水平的增大而減小，說明長期匯率預期的異質(zhì)性程度比短期小，個體對于人民幣匯率的長期走勢有相

52、對一致的判斷。 從央行干預指數(shù)的系數(shù)情況來看，3個月的匯率預期的央行干預變量系數(shù)并不顯著，而其他間距水平的央行干預變量系數(shù)為負，說明短期內(nèi)外推預期者主要根據(jù)近期匯率的變動來預測匯率的走勢，而在預測較長期匯率走勢時才關(guān)注央行干預是否會使匯率趨勢發(fā)生大的變化。不過具體有多少比例的個體關(guān)注這個因素，還需看系數(shù)顯著的比例。根據(jù)表4，央行干預系數(shù)顯著的比例僅為15%左右，說明僅非常小部分的外推預期者關(guān)注央行干預強度。這是由于我國外匯市場的市場化程度不高，選擇外推預期形式預測匯率的金融機構(gòu)還無法把握央行調(diào)控匯率的規(guī)律，所以作為次優(yōu)選擇，大部分的個體更傾向于直接根據(jù)匯率的近期走勢來預測未來匯率的走勢。

53、 表4 外推預期特征的檢驗結(jié)果 預期間距水平 3個月 6個月 9個月 12個月 橫截面?zhèn)€體數(shù)量 時間序列數(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： 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分布的標準差系數(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分布的標準差系數(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分布的標準差系數(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分布的標準差系數(shù)（%） 5.41 32.30 10.81 17.33 24.32 12.23 16.22 15.21 說明：***表示參數(shù)估計量在1%的置信水平上顯著，顯著樣本

56、比例在1%的顯著性水平下計算而得。 （四）自適應(yīng)預期特征的檢驗 自適應(yīng)預期根據(jù)自身過去的預測誤差修正其后每一時期的預期，將（4）式進行移項變換，得到如下的計量方程 此處不加入央行干預指數(shù)變量是由于自適應(yīng)性預期者僅關(guān)注自身的預測誤差，而不關(guān)注外在因素。 ： （15） 表5 自適應(yīng)預期特征的檢驗結(jié)果 預期間距水平 3個月 6個月 9個月 12個月 橫截面?zhèn)€體數(shù)量 時間序列數(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分布的標準差系數(shù)（%） 24.3 2.7 45.9 11.8 51.3 12.5 51.3 14.0 系數(shù)的Swamy檢驗： 78.73 （P=0.2744） 183.28 （P=0.0000） 236.72 （P=0.0000） 347.54 （P=0.0000） 說明：***和**分別表示參數(shù)估計量在1%和5%的置信水平上顯著。隨機效應(yīng)模型中的顯著比例均在5%的顯著性水平下計算而得。 從表5中的系數(shù)估計結(jié)果看，預測間距水平為3個月的匯率時，運用自

58、適應(yīng)預期模型的金融機構(gòu)認為如果過去預期值高估了匯率時，在下一期將進一步增大匯率的預期；而預測間距為6個月、9個月和12個月時，如果過去預期高估匯率，則下一期將向下調(diào)整匯率預期，即降低匯率預期。這說明使用自適應(yīng)預期模型的金融機構(gòu)認為在短期內(nèi)預期匯率將延續(xù)以前的趨勢，所以他們并不調(diào)整預期錯誤；而在預測中長期匯率走勢時，他們會根據(jù)過去的預期錯誤反向調(diào)整將來的匯率預期，說明匯率預期調(diào)整具有時滯性。從面板隨機效應(yīng)模型的結(jié)果看，24.3%的金融機構(gòu)預測3個月后的匯率時使用了自適應(yīng)預期模型；50%左右的金融機構(gòu)預測6個月、9個月和12個月的匯率時使用適用性預期模型，swamy檢驗結(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)的分布標準差系數(shù)，可知異質(zhì)性隨預期間距水平的增大而增大。 六、結(jié)論與政策建議 本文首次采用國際知名金融機構(gòu)的匯率預期調(diào)查數(shù)據(jù)，實證考察人民幣匯率預期特征，主要得到以下結(jié)論： 第一，市場個體對人民幣匯率的預期是非理性的，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.市場個體采用不同的預期方式形成匯率預期，而這些預期方式所占比例之和并不剛好為1這與國外市場情況相同，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。 ，說明有些個體同時使用兩種或者兩種以上的匯率預期方式；2.一些個體雖然選擇同樣的預期方式，但對于不同變量

60、的考慮有所不同，表現(xiàn)在他們雖然選擇相同的預測模型，但對不同變量的參數(shù)選擇不同，其中技術(shù)交易者采用的外推預期和自適應(yīng)預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。這為我們認識人民幣匯率預期特征提供新的依據(jù)，在研究微觀主體的匯率預期時，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態(tài)變化特征及應(yīng)對策略。 第二，外推預期者預測人民幣匯率將延續(xù)歷史走勢，他們較少關(guān)注央行干預強度的變化，而更關(guān)注即期匯率的走勢。樣本中70%以上的金融機構(gòu)選擇外推預期模型，說明在判斷匯率未來走勢時，大部分金融機構(gòu)主要關(guān)注匯率自身的走勢。另外，樣本中采用自適應(yīng)預期模型的個體在預測3個月的匯率時，尚不能修正其

61、預測錯誤，在預測其他間距水平的匯率時，有50%左右的個體能夠修正預測錯誤，說明自我修正具有一定的時滯性，參與者需要一定的時間才能對自身的預測錯誤進行修正。 第三，基本面匯率預期者預測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強度的變化。樣本中平均僅25%左右的金融機構(gòu)選擇回歸預期模型預測匯率，說明僅有小部分金融機構(gòu)參考基本面匯率做出預測。同時，隨著預期間距水平的增大，預測匯率向基本面回歸的市場個體增多，預測12個月后的人民幣匯率時使用回歸預期模型的比例達到32.43%。不過，從國際情況來看，Bnassy-Qur et al.（2003）研究美元兌馬克、日元和英鎊的

62、匯率預期時，發(fā)現(xiàn)對于12個月的預期間距水平，分別有69.4%、84.2%和70.6%的市場個體使用回歸模型。對比反映出中國外匯市場中的基本面交易者比例較小的現(xiàn)象，這說明通貨膨脹、貨幣供應(yīng)量和利率等宏觀基本面因素對金融機構(gòu)的匯率預期有一定的影響作用，但并非最主要的影響因素，這與我國外匯市場市場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)。 基于我國外匯市場的現(xiàn)狀，從引導匯率預期的角度出發(fā)，本文提出以下政策建議： 第一、采取漸進調(diào)整的匯率政策，減少市場的升值預期。一方面，根據(jù)上文的分析，樣本中外推預期者占70%以上，且外推預期模型的估計系數(shù)主要為正，說明當即期匯率升值速度加快時，

63、金融機構(gòu)的升值預期將增強。所以為了降低外推預期者的升值預期，貨幣管理當局應(yīng)放緩匯率的升值速度。另一方面，前述分析表明：交易主體修正預測誤差具有一定的時滯性，因此貨幣管理當局在調(diào)整匯率時，可采取逐步調(diào)整方式，通過市場的學習和反饋，提高政策實施的效果，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期的穩(wěn)定，過段時期再根據(jù)實際情況調(diào)整，以提高政策的有效性。另外，應(yīng)加強對市場主體匯率預期的調(diào)查，及時掌握匯率預期的動態(tài)變化及變化特征，并根據(jù)不同時期的匯率預期變化情況，調(diào)整匯率政策。 第二、逐步提高透明度，引導市場形成合理的預期。一方面，應(yīng)逐步降低央行干預力度，防止匯率長期持續(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，從而提升基本面預期者的獲利能力，增加市場上具有穩(wěn)定匯率作用的基本面預期者的比例；另一方面，應(yīng)提高市場的信息透明度，從而降低外推預期者賴以生存的信息不對稱基礎(chǔ)，減少外推預期者在市場上的比例，有利于穩(wěn)定市場的匯率預期。 第三、擴大匯率彈性，消除外推預期者的單邊升值預期。應(yīng)進一步完善匯率形成機制，發(fā)揮市場機制的作用，擴大匯率的雙向浮動區(qū)間，以提高投機資本的風險，降低外推預期者的獲利能力，從而減少外推預期者在市場上的比例，促進市場的穩(wěn)定。 參考文獻： [1]陳蓉，鄭振龍.結(jié)構(gòu)突變、推定預期與風險溢酬：美元/人民幣遠期匯率定價偏差的信息含量

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