论文部分内容阅读
摘要：为了研究汇率改革过程中人民币汇率波动率的变化，本文选取2016年1月11日至2019年1月18日美元兑人民币日度数据，以“逆周期因子”的实施、暂停、重启为节点，将样本分为四个阶段，在各阶段建立EGARCH模型。同时，在均值方程中引入了远期汇率变化率的一阶滞后项，在方差方程中引入关于时间的正弦函数。实证结果显示，远期汇率变化率对汇率收益率存在正向一期滞后影响;汇率收益率波动存在“放大利空”的非对称性，逆周期因子的启用不改变这一特性;逆周期因子消除了汇率收益率波动的周期性，即增加了波动的不确定性。建议政府通过引导市场预期的方式稳定汇率短期波动，在适当调控的前提下令人民币汇率形成机制向市场化平稳过渡。
关键词：人民币汇率 EGARCH 逆周期因子
一、引言
回顾人民币汇率改革进程，可谓一波三折。2015年8月11日，中国央行宣布改革人民币中间价报价机制，即“811汇改”，强调基于前一日的参考收盘价决定第二天的中间价。然而彼时资本流出冲击大，投资者信心不足，人民币面临贬值压力。为了实行有管理的浮动汇率，同时解决管理浮动透明度问题，2016年初，央行公布中间价报价机制将会加大参考一篮子货币的力度，但人民币汇率依然呈贬值态势，市场看空情绪高涨，政府面临保汇率或是保外汇储备的难题。2017年，在基本面改善的背景下，央行于5月26日将“逆周期因子”引入人民币兑美元中间价的报价模型中，形成“收盘价+一篮子货币变化+逆周期因子”的报价形成机制。人民币贬值趋势终于得到抑制，人民币得到较大幅度的升值。逆周期因子成功实现了政府政策目标，人民币汇率到达能够良好反映中国宏观经济基本面的水平。2018年1月9日，央行宣布暂停逆周期因子，人民币汇率不再受另外干预，此后一段时间内，人民币汇率维持平稳波动。但随着中美贸易摩擦不断升级，以及美联储加息，人民币面临下跌压力，人民币汇率又出现大幅震荡。央行为了稳定汇率，提振国内市场信心，在2018年8月24日，央行宣布在人民币兑美元中间价报价系统重启逆周期因子，人民币汇率企稳。
目前，人民币市场化尚未完成，改革仍面临诸多挑战，为了进一步推进人民币汇率改革，使汇率稳定在适当的范围内实现双向波动，提高人民币汇率弹性，建设更加成熟完善的外汇市场，研究人民币汇率波动特征具有重要意义。
二、文献综述
2005年，中国正式宣布实行浮动汇率制度，自此央行才逐渐放开汇率波动幅度，人民币汇率波动的研究随之兴起，近年汇率波动率研究大致可分为三个模块：汇率波动特征、汇率波动原因以及汇率波动对经济的影响。
关于人民币汇率波动特征，多数研究表示人民币汇率波动存在明显的集群性、持续性和非对称性等特征（池启水和刘晓雪，2007），汇率波动的非对称性表现为：汇率波动对利空消息的反应更加剧烈，但也有少数研究得出了相反的结论，即杠杆效应为“放大利好，缩小利空”，尽管杠杆效应强度较弱（张欣等，2013）。另外，也有许多学者对多种汇率作比较分析，发现人民币对美元、欧元、日元等货币的汇率波动存在不同的表现（朱孟楠和严佳佳，2007;赵华，2007;李志斌和刘园，2010;安烨和张国兵，2012）。
在汇率波动原因方面的研究，杜晓蓉（2011）认为市场预期是人民币升值的重要推手。林斌和周小亮（2013）将货币幻觉纳入价格粘性的新凯恩斯经济模型中，发现货币幻觉程度上升可以加剧货币供应增长率对汇率波动的影响。刘骏斌和刘晓星（2017）认为汇率波动影响市场预期，同时市场预期反作用于汇率波动。
关于汇率波动对经济的影响，研究结果普遍表明汇率波动对我国进出口存在显著影响，人民币实际汇率波动对进出口的影响存在J曲线效应（卢向前和戴国强，2005）。谷宇和高铁梅（2007）将影响分为短期和长期，短期影响表现为对进出口都存在负向冲击，在长期则对进口有正向冲击，对出口为负向冲击。封福育（2010）发现在不同的汇率波动幅度下，汇率波动对我国出口的影响显著不同。
综上所述，国内对于人民币汇率波动的研究历史尚短，研究方向主要在于汇率波动特征本身、波动原因及波动对经济的影响。多数研究结果表明人民币汇率波动存在聚集性、持续性、非对称性等特征，认为市场预期因素导致了汇率波动的非对称杠杆效应。然而，许多研究仍存在有待改进之处，如：未结合人民币汇率改革进程，研究样本跨越了不同的人民币中间价报价模型，未考虑逆周期因子對汇率波动特征的变化等。
本文以现有研究为基础，首次根据央行对人民币汇率中间价报价模型的调整，将样本分为四个阶段，构建EGARCH模型估计各个阶段的人民币兑美元汇率的波动性。本文在模型的均值方程中引入远期汇率，从而能够将市场预期这一因素的影响考虑在内，并且在模型的方差方程中引入关于时间的正弦函数，以此研究汇率收益率的波动是否存在周期性，以及逆周期因子对该性质的影响。下一步阐述模型估计结果，并根据行为金融学理论对结果给出合理的解释，进而提出人民币汇率改革相关的政策建议。
三、实证研究
（一）样本选取与处理
本文选取美元兑人民币（USDCNY）汇率日度数据和美元兑人民币隔夜远期日度数据，样本区间为2016年1月11日至2019年1月18日，数据来源于Wind数据库，统计软件为Eviews8。由于在这一时间段内，人民币汇率报价模型发生多次调整，逆周期因子推出后又经过暂停、重启。
为了比较研究在不同阶段的人民币汇率波动特征，本文依照报价模型的调整时间节点，将样本划分为4个阶段，阶段0为2016年1月11日至2017年5月25日，阶段1为2017年5月26日至2018年1月8日，阶段2为2018年1月9日至2018年8月23日，阶段3为2018年8月24日至2019年1月18日。
为了使数据满足平稳性要求，对汇率进行对数一阶差分处理， rt=ln（pt）-ln（pt-1）
{pt}为美元兑人民币汇率序列，对数一阶差分得到收益率序列{rt}。
对序列{rt}进行单位根检验，结果显示不存在单位根，数据满足平稳性要求。
同理，将远期汇率变化率表示为ft，并进行平稳性检验。
（二）建立条件异方差模型
波动率模型的理论框架是由Engle（1982）提出的ARCH模型为基础的， Nelson（1991）提出EGARCH模型，常用于处理波动率的非对称性。以下介绍EGARCH（1，1）模型。
EGARCH（1，1）模型假定：
ln（ht）=α0+βln（ht-1）+α1g（υt-1）
g（υt）=λ（|υt|-E（|υt|））+θυt
整理可得：
ln（ht）=C+βln（ht-1）+γυt-1+α|υt-1|
波动非对称性的估计体现为：当出现正向冲击时，对ln（ht）的影响为α+γ，当出现负向冲击时，对ln（ht）的影响为α-γ，因此，如果γ>0，则正向冲击带来的影响比负向冲击带来的影响更大，如果γ<0，则正向冲击带来的影响比负向冲击带来的影响更小，如果γ=0，则不存在波动非对称性。
本文应用以上介绍的EGARCH模型对人民币兑美元汇率波动率进行估计，以下内容介绍对阶段0样本的建模过程，其他阶段建模过程同理，不再赘述。
首先，对均值方程定阶。定阶原则为采用使AIC或BIC最小的阶数，最终选定对汇率收益率的二阶滞后，同时，由于引入远期汇率变化率，而汇率收益率的一阶滞后项不显著，故将一阶滞后项剔除，估计结果如下：
Rt=0.1025ft-1-0.1222rt-2+εt
均值方程建立完成后，须对残差进行条件异方差检验，只有通过条件异方差检验，才可进一步建立条件异方差模型，这里使用拉格朗日乘子法（Lagrange multiplier）。对残差的LM检验显示通过，于是对残差建立EGARCH模型，在剔除不显著项后，得到以下AR-EGARCH模型：
rt=0.1669ft-1-0.1061rt-2+εt
ln（ht）=-19.4951-0.4954ln（ht-1）-0.2881υt-1 +0.3375|υt-1|+0.5771sin（t）+ηt
其中，rt为美元兑人民币的对数一阶差分，ft-1为上一期远期汇率价格变化率，sin（t）为关于时间的正弦函数。
最后检验残差ηt独立性，结果为{ηt}是白噪声序列，模型已经充分提取残差包含的信息。
（三）实证结果与分析
人民币兑美元汇率4个阶段均按照相同步骤建立AR-EGARCH模型，按照AIC和BIC准则各自定阶，剔除估计结果中的不显著项，得到所有阶段的估计结果，整理如下表：
根据估计结果可以得出以下结论：
首先，远期汇率变化率对当期汇率收益率存在显著的正向一阶滞后影响。在四个阶段里，在均值方程中的前一日远期汇率变化率的估计都在1%显著水平下显著，系数介于0与1之间，说明远期汇率变化率对汇率收益率存在一期滞后影响，并且影响呈衰减趋势。因为远期汇率变化率在一定程度上反映了交易者对下一期汇率变化的预期，所以认为市场预期对汇率变化存在显著推动作用。
其次，逆周期因子不改变汇率收益率波动的非对称性，非对称性体现为“放大利空”。除了阶段2，即暂停逆周期因子的阶段，其余各阶段均存在显著的汇率波动非对称性，杠杆系数估计值为负数，在1%显著水平下显著，说明“坏消息”对汇率收益率波动的冲击更大，同时也说明逆周期因子不改变汇率收益率波动的非对称性。根据行为金融学理论中的过度反应理论，投资者在面对未预期到的“坏消息”时，易受非理性情绪影响产生认知偏差，放大“坏消息”将对汇率波动造成的负向冲击，倾向于过分重视近期的消息和轻视过去的消息，进而表现为对未预期消息的过度反应，所以当未预期的“坏消息”出现时，汇率收益率将产生较大波动。另外，根据损失厌恶心理，同等的损失给投资者带来的痛苦比同等的收益带来的快乐更大，使得投资者对于“坏消息”的敏感程度明显高于对“好消息”的反应。从逆周期因子的角度来看，人民币汇率中间价报价机制中是否加入逆周期因子似乎对汇率波动的非对称性影响不明显。
最后，在停用逆周期因子的阶段，人民币汇率收益率波动存在显著周期性;当央行启动逆周期因子时，波动的周期性则不显著。本文在方差方程中引入的正弦函数项，目的在于研究汇率收益率波动是否存在周期性，从模型估计结果可以看出，在阶段0和阶段2，即人民币汇率中间价报价模型中无逆周期因子的阶段，关于时间的正弦函数的估计系数显著，说明在这两个阶段中，汇率收益率的波动存在一定的周期性，而在其他阶段不显著。这在一定程度上表明，央行在人民币汇率中间价报价模型中引入逆周期因子，增加了人民币汇率形成机制的不确定性。
四、结论
自人民币“811”汇改以来，央行多次调整人民币中间价报价模型，本文为了探究汇改过程中人民币汇率波动特征的变化，将“逆周期因子”的实施、暂停和重启作为分割节点，把样本拆分为四个阶段。在汇率的均值方程中引入了远期汇率变化率的一期滞后项，在方差方程中引入关于时间的正弦函数，从而使模型的估计包含了市场预期对汇率收益率的影响，能够探究汇率收益率波动是否存在周期性。实证研究结果表明，远期汇率变化率对当期汇率收益率存在显著的正向一阶滞后影响;逆周期因子不改变汇率收益率波动的非对称性，非对称性体现为“放大利空”;在启用逆周期因子之前，人民币汇率收益率波动存在一定的周期性，但启用逆周期因子后，波动的周期性随之消失。
根据实证结果可以得出结论：第一，市场预期对汇率变化存在显著推动作用;第二，启用逆周期因子不改变投资者的不理性行为，投资者对“坏消息”尤其敏感且易做出过度反应;第三，逆周期因子增加了汇率形成机制的不确定性，不利于汇率的市场化。
在短期内，逆周期因子稳定人民币汇率的效果明显，然而从长期看来，汇率终究由市场决定。政府应当充分利用公信力稳定外汇市场预期，将政策目的准确清晰地传达到市场，短期内维持人民币汇率波动稳定，减少市场恐慌情绪;在长期，逐步放开对人民币汇率形成机制的调控，向汇率市场化平稳过渡。
参考文献：
[1]张欣，崔日明.基于非对称随机波动模型的人民币汇率波动特征研究[J].国际金融研究，2013（01）：28-37.
[2]朱孟楠，严佳佳.人民币汇率波动：测算及国际比较[J].国际金融研究，2007（10）：54-61.
[3]赵华.人民币汇率与利率之间的价格和波动溢出效应研究[J].金融研究，2007（03）：41-49.
[4]安烨，张国兵.人民币对“一篮子货币”汇率的波动——非线性Fourier函数分析[J].国际金融研究，2012（02）：16-23.
[5]盧向前，戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响：1994—2003[J].经济研究，2005（05）：31-39.
[6]谷宇，高铁梅.人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析[J].世界经济，2007（10）：49-57.
作者单位：对外经济贸易大学
关键词：人民币汇率 EGARCH 逆周期因子
一、引言
回顾人民币汇率改革进程，可谓一波三折。2015年8月11日，中国央行宣布改革人民币中间价报价机制，即“811汇改”，强调基于前一日的参考收盘价决定第二天的中间价。然而彼时资本流出冲击大，投资者信心不足，人民币面临贬值压力。为了实行有管理的浮动汇率，同时解决管理浮动透明度问题，2016年初，央行公布中间价报价机制将会加大参考一篮子货币的力度，但人民币汇率依然呈贬值态势，市场看空情绪高涨，政府面临保汇率或是保外汇储备的难题。2017年，在基本面改善的背景下，央行于5月26日将“逆周期因子”引入人民币兑美元中间价的报价模型中，形成“收盘价+一篮子货币变化+逆周期因子”的报价形成机制。人民币贬值趋势终于得到抑制，人民币得到较大幅度的升值。逆周期因子成功实现了政府政策目标，人民币汇率到达能够良好反映中国宏观经济基本面的水平。2018年1月9日，央行宣布暂停逆周期因子，人民币汇率不再受另外干预，此后一段时间内，人民币汇率维持平稳波动。但随着中美贸易摩擦不断升级，以及美联储加息，人民币面临下跌压力，人民币汇率又出现大幅震荡。央行为了稳定汇率，提振国内市场信心，在2018年8月24日，央行宣布在人民币兑美元中间价报价系统重启逆周期因子，人民币汇率企稳。
目前，人民币市场化尚未完成，改革仍面临诸多挑战，为了进一步推进人民币汇率改革，使汇率稳定在适当的范围内实现双向波动，提高人民币汇率弹性，建设更加成熟完善的外汇市场，研究人民币汇率波动特征具有重要意义。
二、文献综述
2005年，中国正式宣布实行浮动汇率制度，自此央行才逐渐放开汇率波动幅度，人民币汇率波动的研究随之兴起，近年汇率波动率研究大致可分为三个模块：汇率波动特征、汇率波动原因以及汇率波动对经济的影响。
关于人民币汇率波动特征，多数研究表示人民币汇率波动存在明显的集群性、持续性和非对称性等特征（池启水和刘晓雪，2007），汇率波动的非对称性表现为：汇率波动对利空消息的反应更加剧烈，但也有少数研究得出了相反的结论，即杠杆效应为“放大利好，缩小利空”，尽管杠杆效应强度较弱（张欣等，2013）。另外，也有许多学者对多种汇率作比较分析，发现人民币对美元、欧元、日元等货币的汇率波动存在不同的表现（朱孟楠和严佳佳，2007;赵华，2007;李志斌和刘园，2010;安烨和张国兵，2012）。
在汇率波动原因方面的研究，杜晓蓉（2011）认为市场预期是人民币升值的重要推手。林斌和周小亮（2013）将货币幻觉纳入价格粘性的新凯恩斯经济模型中，发现货币幻觉程度上升可以加剧货币供应增长率对汇率波动的影响。刘骏斌和刘晓星（2017）认为汇率波动影响市场预期，同时市场预期反作用于汇率波动。
关于汇率波动对经济的影响，研究结果普遍表明汇率波动对我国进出口存在显著影响，人民币实际汇率波动对进出口的影响存在J曲线效应（卢向前和戴国强，2005）。谷宇和高铁梅（2007）将影响分为短期和长期，短期影响表现为对进出口都存在负向冲击，在长期则对进口有正向冲击，对出口为负向冲击。封福育（2010）发现在不同的汇率波动幅度下，汇率波动对我国出口的影响显著不同。
综上所述，国内对于人民币汇率波动的研究历史尚短，研究方向主要在于汇率波动特征本身、波动原因及波动对经济的影响。多数研究结果表明人民币汇率波动存在聚集性、持续性、非对称性等特征，认为市场预期因素导致了汇率波动的非对称杠杆效应。然而，许多研究仍存在有待改进之处，如：未结合人民币汇率改革进程，研究样本跨越了不同的人民币中间价报价模型，未考虑逆周期因子對汇率波动特征的变化等。
本文以现有研究为基础，首次根据央行对人民币汇率中间价报价模型的调整，将样本分为四个阶段，构建EGARCH模型估计各个阶段的人民币兑美元汇率的波动性。本文在模型的均值方程中引入远期汇率，从而能够将市场预期这一因素的影响考虑在内，并且在模型的方差方程中引入关于时间的正弦函数，以此研究汇率收益率的波动是否存在周期性，以及逆周期因子对该性质的影响。下一步阐述模型估计结果，并根据行为金融学理论对结果给出合理的解释，进而提出人民币汇率改革相关的政策建议。
三、实证研究
（一）样本选取与处理
本文选取美元兑人民币（USDCNY）汇率日度数据和美元兑人民币隔夜远期日度数据，样本区间为2016年1月11日至2019年1月18日，数据来源于Wind数据库，统计软件为Eviews8。由于在这一时间段内，人民币汇率报价模型发生多次调整，逆周期因子推出后又经过暂停、重启。
为了比较研究在不同阶段的人民币汇率波动特征，本文依照报价模型的调整时间节点，将样本划分为4个阶段，阶段0为2016年1月11日至2017年5月25日，阶段1为2017年5月26日至2018年1月8日，阶段2为2018年1月9日至2018年8月23日，阶段3为2018年8月24日至2019年1月18日。
为了使数据满足平稳性要求，对汇率进行对数一阶差分处理， rt=ln（pt）-ln（pt-1）
{pt}为美元兑人民币汇率序列，对数一阶差分得到收益率序列{rt}。
对序列{rt}进行单位根检验，结果显示不存在单位根，数据满足平稳性要求。
同理，将远期汇率变化率表示为ft，并进行平稳性检验。
（二）建立条件异方差模型
波动率模型的理论框架是由Engle（1982）提出的ARCH模型为基础的， Nelson（1991）提出EGARCH模型，常用于处理波动率的非对称性。以下介绍EGARCH（1，1）模型。
EGARCH（1，1）模型假定：
ln（ht）=α0+βln（ht-1）+α1g（υt-1）
g（υt）=λ（|υt|-E（|υt|））+θυt
整理可得：
ln（ht）=C+βln（ht-1）+γυt-1+α|υt-1|
波动非对称性的估计体现为：当出现正向冲击时，对ln（ht）的影响为α+γ，当出现负向冲击时，对ln（ht）的影响为α-γ，因此，如果γ>0，则正向冲击带来的影响比负向冲击带来的影响更大，如果γ<0，则正向冲击带来的影响比负向冲击带来的影响更小，如果γ=0，则不存在波动非对称性。
本文应用以上介绍的EGARCH模型对人民币兑美元汇率波动率进行估计，以下内容介绍对阶段0样本的建模过程，其他阶段建模过程同理，不再赘述。
首先，对均值方程定阶。定阶原则为采用使AIC或BIC最小的阶数，最终选定对汇率收益率的二阶滞后，同时，由于引入远期汇率变化率，而汇率收益率的一阶滞后项不显著，故将一阶滞后项剔除，估计结果如下：
Rt=0.1025ft-1-0.1222rt-2+εt
均值方程建立完成后，须对残差进行条件异方差检验，只有通过条件异方差检验，才可进一步建立条件异方差模型，这里使用拉格朗日乘子法（Lagrange multiplier）。对残差的LM检验显示通过，于是对残差建立EGARCH模型，在剔除不显著项后，得到以下AR-EGARCH模型：
rt=0.1669ft-1-0.1061rt-2+εt
ln（ht）=-19.4951-0.4954ln（ht-1）-0.2881υt-1 +0.3375|υt-1|+0.5771sin（t）+ηt
其中，rt为美元兑人民币的对数一阶差分，ft-1为上一期远期汇率价格变化率，sin（t）为关于时间的正弦函数。
最后检验残差ηt独立性，结果为{ηt}是白噪声序列，模型已经充分提取残差包含的信息。
（三）实证结果与分析
人民币兑美元汇率4个阶段均按照相同步骤建立AR-EGARCH模型，按照AIC和BIC准则各自定阶，剔除估计结果中的不显著项，得到所有阶段的估计结果，整理如下表：
根据估计结果可以得出以下结论：
首先，远期汇率变化率对当期汇率收益率存在显著的正向一阶滞后影响。在四个阶段里，在均值方程中的前一日远期汇率变化率的估计都在1%显著水平下显著，系数介于0与1之间，说明远期汇率变化率对汇率收益率存在一期滞后影响，并且影响呈衰减趋势。因为远期汇率变化率在一定程度上反映了交易者对下一期汇率变化的预期，所以认为市场预期对汇率变化存在显著推动作用。
其次，逆周期因子不改变汇率收益率波动的非对称性，非对称性体现为“放大利空”。除了阶段2，即暂停逆周期因子的阶段，其余各阶段均存在显著的汇率波动非对称性，杠杆系数估计值为负数，在1%显著水平下显著，说明“坏消息”对汇率收益率波动的冲击更大，同时也说明逆周期因子不改变汇率收益率波动的非对称性。根据行为金融学理论中的过度反应理论，投资者在面对未预期到的“坏消息”时，易受非理性情绪影响产生认知偏差，放大“坏消息”将对汇率波动造成的负向冲击，倾向于过分重视近期的消息和轻视过去的消息，进而表现为对未预期消息的过度反应，所以当未预期的“坏消息”出现时，汇率收益率将产生较大波动。另外，根据损失厌恶心理，同等的损失给投资者带来的痛苦比同等的收益带来的快乐更大，使得投资者对于“坏消息”的敏感程度明显高于对“好消息”的反应。从逆周期因子的角度来看，人民币汇率中间价报价机制中是否加入逆周期因子似乎对汇率波动的非对称性影响不明显。
最后，在停用逆周期因子的阶段，人民币汇率收益率波动存在显著周期性;当央行启动逆周期因子时，波动的周期性则不显著。本文在方差方程中引入的正弦函数项，目的在于研究汇率收益率波动是否存在周期性，从模型估计结果可以看出，在阶段0和阶段2，即人民币汇率中间价报价模型中无逆周期因子的阶段，关于时间的正弦函数的估计系数显著，说明在这两个阶段中，汇率收益率的波动存在一定的周期性，而在其他阶段不显著。这在一定程度上表明，央行在人民币汇率中间价报价模型中引入逆周期因子，增加了人民币汇率形成机制的不确定性。
四、结论
自人民币“811”汇改以来，央行多次调整人民币中间价报价模型，本文为了探究汇改过程中人民币汇率波动特征的变化，将“逆周期因子”的实施、暂停和重启作为分割节点，把样本拆分为四个阶段。在汇率的均值方程中引入了远期汇率变化率的一期滞后项，在方差方程中引入关于时间的正弦函数，从而使模型的估计包含了市场预期对汇率收益率的影响，能够探究汇率收益率波动是否存在周期性。实证研究结果表明，远期汇率变化率对当期汇率收益率存在显著的正向一阶滞后影响;逆周期因子不改变汇率收益率波动的非对称性，非对称性体现为“放大利空”;在启用逆周期因子之前，人民币汇率收益率波动存在一定的周期性，但启用逆周期因子后，波动的周期性随之消失。
根据实证结果可以得出结论：第一，市场预期对汇率变化存在显著推动作用;第二，启用逆周期因子不改变投资者的不理性行为，投资者对“坏消息”尤其敏感且易做出过度反应;第三，逆周期因子增加了汇率形成机制的不确定性，不利于汇率的市场化。
在短期内，逆周期因子稳定人民币汇率的效果明显，然而从长期看来，汇率终究由市场决定。政府应当充分利用公信力稳定外汇市场预期，将政策目的准确清晰地传达到市场，短期内维持人民币汇率波动稳定，减少市场恐慌情绪;在长期，逐步放开对人民币汇率形成机制的调控，向汇率市场化平稳过渡。
参考文献：
[1]张欣，崔日明.基于非对称随机波动模型的人民币汇率波动特征研究[J].国际金融研究，2013（01）：28-37.
[2]朱孟楠，严佳佳.人民币汇率波动：测算及国际比较[J].国际金融研究，2007（10）：54-61.
[3]赵华.人民币汇率与利率之间的价格和波动溢出效应研究[J].金融研究，2007（03）：41-49.
[4]安烨，张国兵.人民币对“一篮子货币”汇率的波动——非线性Fourier函数分析[J].国际金融研究，2012（02）：16-23.
[5]盧向前，戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响：1994—2003[J].经济研究，2005（05）：31-39.
[6]谷宇，高铁梅.人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析[J].世界经济，2007（10）：49-57.
作者单位：对外经济贸易大学