其二是直接法,直接通过两国实际利差(-)作为解释变量进行分析。间接法的 优势在于数据可得性,但是间接法是基于CIP和UP的联合检验,无法真正判断远期 汇率的偏离是源于UIP偏离还是CP偏离。直接法通过实际利差作为解释变量能够克 服上述联合检验的限制。此外,根据 Marey(2004)的研究,非理性的汇率预期范式 将对UIP理论中的的影响系数产生决定性影响。因此,本文选取中美利差作为模型的 解释变量,同时采用 consensusforecast的调查数据作为汇率变动的预期值。 E(e1)=a+P(-) (1) 模型(1)的分析结果如表3的第一列所示,在2006.10-201403期间人民币汇率 预期与利差间的回归系数为0432,在整个样本区间,中美利差扩大将会导致人民币 汇率的预期贬值。尽管这一结果相对接近UP的理论值1,但是该模型并没有考虑到 内生性和非线性问题,而且模型的可决系数仅为008,结果的稳健性存疑。 事实上,风险偏好( Sarantis,2006),套利受限( Lyons,2001)、央行干预(Mark and moh,2007)等多种外生变量都会导致即期汇率变动率与利差之间产生非线性关 系。本部分参考 Baillie和Klic(2006)的回归方法,初步考察人民币利率与汇率之间 的非线性特征,分析的非线性因素包括外汇干预、夏普比率和VⅨX指数、资本管制四 个变量。模型的具体设定如下: △E(e)=a+BM+B2M2+B33 首先对(2)式采用 Hansen(2000)方法进行门槛回归检验,结果如表2,外汇干 预指标MR、夏普比率SR、波动率指数HX,和资本管制CC被划分为三个区间,其 中MR的两个门槛为0.0126和0.039,SR的两个门槛为0和1.86,X的两个门槛 分别为15和19,CC的两个门槛为0002和0013。A、M2和M分别在当变量属 于第一个区间、第二个区间和第三个区间时取值为利差Ar,否则为零。9 其二是直接法，直接通过两国实际利差（ * t t i i  ）作为解释变量进行分析。间接法的 优势在于数据可得性，但是间接法是基于 CIP 和 UIP 的联合检验，无法真正判断远期 汇率的偏离是源于 UIP 偏离还是 CIP 偏离。直接法通过实际利差作为解释变量能够克 服上述联合检验的限制。此外，根据 Marey（2004）的研究，非理性的汇率预期范式 将对 UIP 理论中的的影响系数产生决定性影响。因此，本文选取中美利差作为模型的 解释变量，同时采用 consensusforecast 的调查数据作为汇率变动的预期值。   * 1 ( )     E e i i t t t    (1) 模型（1）的分析结果如表 3 的第一列所示，在 2006.10-2014.03 期间人民币汇率 预期与利差间的回归系数为 0.432，在整个样本区间，中美利差扩大将会导致人民币 汇率的预期贬值。尽管这一结果相对接近 UIP 的理论值 1，但是该模型并没有考虑到 内生性和非线性问题，而且模型的可决系数仅为 0.08，结果的稳健性存疑。 事实上，风险偏好（Sarantis，2006），套利受限（Lyons，2001）、央行干预（Mark and Moh，2007）等多种外生变量都会导致即期汇率变动率与利差之间产生非线性关 系。本部分参考 Baillie 和 Kilic（2006）的回归方法，初步考察人民币利率与汇率之间 的非线性特征，分析的非线性因素包括外汇干预、夏普比率和 VIX 指数、资本管制四 个变量。模型的具体设定如下： 1 1 1 2 2 3 3 ( )         E e r r r t     (2) 首先对（2）式采用 Hansen（2000）方法进行门槛回归检验，结果如表 2，外汇干 预指标 MRt 、夏普比率 t SR 、波动率指数 VIXt 和资本管制 CCt 被划分为三个区间，其 中 MRt 的两个门槛为 0.0126 和 0.039， t SR 的两个门槛为 0 和 1.86，VIXt 的两个门槛 分别为 15 和 19，CCt 的两个门槛为 0.002 和 0.013。 1 r 、 2 r 和 3 r 分别在当变量属 于第一个区间、第二个区间和第三个区间时取值为利差 r ，否则为零