中国官方汇率与黑市汇率的结构平稳性和联动性研究 89 中阕官方记卒与黑市证率的结构平稳性和联动性研究①夏南新(中山大学岭南学院〉【摘要】本文试阁检输人民币兑换美元的官方汇率和黑市汇率在1961年1月五2005年8月间的结构平稳性，并基于向量自回归(VAR)系统分析这两种汇率的Granger罔果性和脉冲响应。间时，从对黑市外汇需求角度剖析了影响黑市名义汇率波动的因素，从而揭示了黑色汇市存在的关键原因。最后，就黑色汇市现状对官方汇市制度的影响进行了深刻反思。关键词官方汇率黑市汇率结构平稳性联动性中图分提号F830. 92 文献标识码A Research on the Structural Stationarity and Correlativity of Black and Official Exchange Rates in China Abstract: This paper attempts to investigate the stationarity of the series of Chinese official and black exchange rates for the U. S. dol1ar by employing monthly data over the periodJan. 1961 to Aug. 2005, its framework is to analyze the empir›ical evidence of the Granger causal relationships between them during the sub -pe›riods and the impulse response on account of the Vector Autoregression (VAR) System methodology, meanwhile which gives an analysis to the significant impact factors of the fluctuation of the black nominal exchange rate, thereby showing the dominant causes of the existence of the black exchange market in inflexible ex血change rate regimes, finally, developing deepen self -examination as far as its ob›jective reality goes in the long run. Key words: OHicial Market Exchange Rate; Black Market Exchange Rate; Structural Stationarity; Correlativity 引窗外汇及交易的控制是外币平行市场或黑色市场存在的一个主要因素。过去，对外汇控制① 本文获得2005年阂家社会科学基金的资助(编号05BJL062)，课题名称地下经济对阂家经济安全影响的实证研究》。??췲랽쫽뻝
《数量经济技术经济研究))2007年第7期 90 传统的有效工作经验就是集中对国际利事套利的外汇控制的效应上，而现在却是检验官方与黑市汇率限制的效应上CAngelos和Georgios, 2001)。平行市场或黑色市场的存在，特别是美元外汇黑市的存在，在实行贸易和资本控制的许多发展中国家是一个众所周知的特征(Agenor, 1992; Montiel等，1993; Edwards, 1999)。黑市规模因国而异，取决于施加于交易上的限制和由当局加强的这些限制的程度(Angelos和Georgios, 2001)。帮经常项目的外汇供过于求，便可以推测黑市对外汇的需求应来自资本项目。由于外资来华投资远远多于我国到国外投资，我国资本项目的外汇供求当然是盈余的，因此黑市对外汇的需求构成就不是一般意义的投资。通常，当周总是力求维持外汇供需均衡，达到汇率均衡就需要投机供求与公开交易平行存在。所谓投机供需，是指外汇的买者或卖者自己并不使用外汇也不赚取外汇，他们买(卖)外汇只是准备将来再将它卖出(买进)。尽管投机有助于改进资晾在时间上的配置，提高资搬的使用效率，但实际上外汇市场并没有真正反映供给与需求。一、官方汇率崎黑市汇率的单位根和结构突变检瞌通过对官方汇率与黑市汇率走势研判以及试算，ADF (Augmented Dickey -Fuller)的情况口适合检验ln(OER)，的平稳性、情况四适合检验ln(BER)t的平稳性。情况工的估计模型Yt= ~-l十~-2十…+~-p+1十α十pYt-j十。(1)情况四的估计模型:Yt = ~-l十~一2+…十弘一…扑1十α十pYt一1+ðt十~t(2) 单位根检验的样本数据来源包括:官方汇率COER)月度数据，时间跨度为1979年1月2至2005年8月，:ì:寒蝉数据分别掘自《世界货币手册ììC中国金融出版社，1991年11月)、《中国人民银行统计学报》和荣国联邦储备网站(http://www. federalreserve. gov /Eco›nomic Research and Data); 1961'"'-'1983年的黑市汇率(BER)月度数据师、自Pick'sCurren›cy Yearbook, 1984~ 1993年的惊自WorldCurrency Yearbook (诙刊1994年停刊)，1994’"’-’ 2002年的零散数据由作者调查搜集所得。对ln(OER)t进行单位根检验，样本商为~ COEI之)t=~ln COE民)t-l十-Stat. () (2. 8799) Prob. () () 2 , D. W. 苟且, AIC , SC = , F (ρ工)，以上检验均显著。ADF=-15. 76596 (户口)小子显著性水平为1%的临界值一可见，~ln COER)t在1%水早下为平稳的，所以，ln (OERλ~I (1)。再对lnCBER)t进行单位根检验，样本窗为'"'-'。2~ln CBER),= CBER)俨1一一(BER)，-l十 Statistic (1. 8754) ( ) () () Prob. () () () () 2二R=O. 593776, D. W. = 1. 871569, AIC二;;;= , SC = -2. 090724, F口191. 4818 (ρ=) ，以上检验均显著。ADF=(ρ凹)小于显著性水??췲랽쫽뻝ꆤꆶ뒫뫚쫇⡁틗췢컒폫믣짏튻춨䑩쟩⠱⠲떥퓂湯䑡䍵捹奥㈰뛔ꇷ璡偲⡏刲㈴욽퓙⠰⡯敯ㄹ剥慮⣒⡏⠰㤰?浩牲潢쫽꩓ꎮ䕒汮춳쫐쏀来짏믣맺튻릫ꎬ뗄ꆢ맽捫뿶캻훁훐瑡慲〲ㅮ㢣캪뛔ꆪㆣ獥?ꆤ묱묰?敮ꎮ〴솿瑡㠷〰⦡⡂〷〶〱慲뗄믣풪湯릩떽냣뾪쯻엤맙뛔敹튻쯄룹㈰맺⦣扯쓪⡏侣긵ㆣ汮ィ긴뛾㖣〰ꎮ潯ꆪ捹瑩〲뺭䕒璣㤹〰ꎡ㔴㈵ㄵ㠶捨폐싊췢犣쿞맽맺틢붻쏇훃랽맙ꆪ쫊뗄볬〵죋묱潫䕒긴㘵ꖵ⡂긵㠱긷㐳獴〰?뗄潯볃⦡?ꮹ楣킧쿞믣갱훆폚췢틥틗싲ꎬ랽䙵뫏맀퇩쓪쏱㤶⢸쇣⦡㘶?㐰㔨쓁䕒㠴㐩㤳㠨벼맀ꏒꐨ?〩?릤훆뫚㤹뫍쟳춶뗄욽⣂쳡싊믣汬볬볆㣔틸ㆡㄹ쎿즢ꎽ㈷쿧?⦡㜷炡쫵뭏ㄩ묰볆ퟷ뗄쫐㊣평ꎬ춶탐룟폫싊敲퇩쒣퇹슣ꬱ㠴꼱쫽㢣튻ꎽ㚣ꩯ뺭ꎮꆣ쒣뺭킧뗄뭍떱뇣ꎬ듦췢뫚폫⦵ㅮ탍놾곕춳㤸ꆫ㤹뻝킵걄澣뗒ꎮ볃ㄱ〹탍퇐퇩펦듦潮뻖뿉컒ꆣ퓚믣풴쫐뫚?⡏ꎺ쫽볆㏄ㄹ㓄평ꗎ㠸ꎮ기묳킵〰뺿ꎺ㌶㘲뻍짏퓚瑩볓틔맺춨ꆣ횻뗄믣쫐䕒횴뻝꧊벾㤳ퟷ뮸垣〰ꎮꗎꆷꇷ쫇⡁ꎬ敬잿췆뎣쯹쪹싊믣⦡쳴튻살ﶾ놨쒺쓪ꎿ헟寮껒〩㐵뮸⦣㈰ㅮ㈱벯湧퓚뗈뗄닢놾ꎬ캽ힼ폃싊ꎵ냗풴?ꆷ?꼩뗷묲〷寮묱곒튻〷⡏渨훐敬쪵ꎬ헢뫚쿮떱춶놸킧떥ퟟ쓆ꇷ냼횱뫍킻풴닩ꎮ틔㐷퓉ꇬ쓪䕒䉅뛔潳탐ㄹ킩쫐쒿뻖믺붫싊캻쫆뷎禡삨쏀ퟔ쯑곑〰짏ꆣ㠷쾼뗚ꇷ⦡利맺뫍쎳㤳쿞뛔뗄ퟜ릩살ꎬ룹퇐죐ꏒꎺ듗쨨坯㤴벯鈴㈱볬뿉곑ㄵ㟆ꆣ쯪볊䝥틗ꎻ훆췢쫇탨퓙떫뫍에풡묱맙솪䉅牬ꆫ쯹뺴㘳퇩볻鈴㘹?튻䠫샻潲뫍䕤뗄믣솦ꎬ붫쪵뷡틔ꋇ⯊랽뛊냮利?뗃냎⬰뻹뺴ㆡ紐ꎦꎮꨰ싊杩睡돌뗄릩쟳쫇쯼볊릹벰?믣삽뒢퓂ꆣꨱ䅪쿔ꇷ냎䆹퓖ꇷ〰ꎮ쳗潳놾牤뛈탨쟳캬횸싴짏춻쫔싊놸㤷䏒훸ㅮꨱꑃ㐵〱秒샻ꎬ뿘玣⡁쟳떱돖췢돶뇤쯣쓊ꆣ⡏췸쫽㦣믒㤶튻ꍁ㐴㜲뗄㈰훆갱湧펦좻췢믣⣂볬ꎬ쪺묫튻䕒틊햾뻝기무䅄ㆣ䑆ㄶ췢〱뗄㤹敬살쫇믣쫐퇩䅄쾼㈫⧔횲⡨풴ㆡꎮ䛒⦡기튻ꆭ튻믣⦡탭㤩潳ퟔ펯릩싲뎡䘨ꆭ슶瑴ꬲ㌳믒ꏔㆡ㊣튻⯓侣뿘ꏆ뛠ꆣ뫍폠탨헟늢䅵⮰죊뜨炣偩〰ㄷ묱?ꬲ긱긲훆뷐랢뫚䝥놾뗄뻹믲뺡쎻杭渨ힶﶾ훐몣捫㖣〶ꎥ〰㌸㌰ꎮ뭬㔴뗄탊햹쫐潲쿮ꎬ뫢싴맜폐敮䉅ﺣ?맺꾣기긷쮮㊣㠶〹ꇷ㊡킧킳훐맦杩쒿틲ꎬ헟춶헦瑥利겡곊뷰꽷?㢡千㘵욽기㒣ㄱ쳴펦ꆻ맺쒣潳ꆣ듋듯ퟔ믺헽?놼죚睷튻㤶쿂ㆡ걓㔨渨튻짏볒틲ꎬ평뫚떽벺폐랴뗄듒돶ꎮ⣏캪?䏒炡䉅瀫ꎬ?쫇맺㈰폚쫐믣늢훺펳욽뭰냦晥㒣ꛒ믒ꩯ利뛸ꯊ튻〱췢뛔싊늻폚릩컈ㄫ⬱죎짧摥긳뭯묲ꎮꆣ쿖킳룶틬⦡췢뻹쪹룄룸탔⮿ꨱꎬ牡〸ꎮ뗄〰愫튻퓚ꆵ훚ꎬꏈ살믣뫢폃뷸폫ꆣ?㤷ㄹ汲〴〰ㄫ〹ꇎィ좴쒴쯹좡뮪뗄뻍췢탨ꆻ㧄㤱敳㖣〰〷⧐튻깏쫇훜뻶궳춶탨믣풴쟳䑍쓪敲걆⧐틔㈴ꇓ⭥估볬?횪폚ꏏ쟳튪튲퓚ꆣ튻ㄱ癥ꇓꎬ?ꆣ〸퇩곌뗄쪩풶릹춶늻쪱퓂ꎮ?汮䛒퓖㖡맙?쳘볓뾵풶돉믺볤☫⦡杯퓖??랽?헷폚뛠뻍릩좡斡皣퓋폫붻폚늻쟳췢?꽅퓋捯?ꆪ
中国官方汇率与黑市汇率的结构乎稳悦和联动性研究 91 平为1%的临界值，可见， (BER) t在10%显著性水平下为平稳的，所以，1n (BER)t~ 1 (1)。在1961--1993年对lnCOER)t和在1979~2005年对ln( (BER)，)分别循序用虚拟变量改变假想结构突变Cbreak)发生的年份，搜寻期间突变点。1nCOER)t检验式为: (OER)t=pln (OER)t一l十μ十αt十问lnCOER)t-l十yD十饵，ut’"-’IID (0，σ2) t{O, t~k; ~._ ~ ~ ~ ~ .." ~ _ (0, t骂:;;'k;均值突变虚拟变量zDe==l;趋势突变虚拟变量:Ptzzj 11, t>k '--~ -----.-,----1t …走，t>k 选取结构突变检验范围是=[0. 15T, (k取整数，丁为样本容最)，从ADF值序列中选取最小值与相应临界值比较，检验单位根零假设。lnCBER)t同理进行检膛。另外还可以在上述时期对1nCOER)，和In(BERλ分别递阳和滚动子样本范隅，同样从ADF值序列中选取最小值与临界值比较，判断突变点是否存在。具体检验如表10褒1In (OER)t和In(BER)t结构突变检验结果循序检验均值变动循序检验趋势变动递归检验ADF值序列滚动检验ADF值序列变最极小值时间极小值时间极小值时间极小值时间"** ln (BER) , 一 ** ln (OER) , 1995. 12 一** 拉g①临界值取自Banerjee，A. , Lumsdaine. R. L. and]. H. Stock (1992)的论文中的表1和表2;φ勘、附和阳分别表示在10%、5%和%的跟著性水平下拒绝零假设;@丁=500，循序均值检验在10%显著性水平下l临界值为，循序趋势变动在10%和5%跟著性水平下的临界值分别为一和，通归检验在10%显著性水平下临界值为一3.邸，攘动检验在10%和%显著性水平下临界值分别为一和一。由表1可知，突变检验得到的ADF序列中都出现过小于临界值的时候，循序检验趋势变动发现在5%的跟着性水平下ln(OER)t在1993年8月和9月分别存在结掏突变点，方汇率表现为截距的突变。滚动检验发现在%的显著性水平下ln(BER)t在1962年8月存在结构突变点。二、官方汇率与黑市汇率的Granger因果性检验基于向量自回归CVectorAutoregression)系统的Granger因果性检验，双变量回归形式:X口的十汇(3) tαiXr:---i十二:乱;Yrj十elth2hX品·十AM-十、+ V一-Y A苏ρuw T 旷(4) 川川若接受H: th =1Jz =…=品=0，则只不是ι的Granger原因;若接受H: l = 0102À2皿…=Àk=O，则Xt不是Yt的Granger原因。使用F统计量 (RSSR-RSSR) /J F一，-...，F(j, T-K) RSS,j (T-K) ??췲랽쫽뻝
《数量级济技术经济研究))2007年第7期 92 便可实现Granger因果关系检验。其中RSSR和RSSu分别表示在H01或H02下的约束和元约束的残差平方和，J和K分别表示约束个数和回归因子个数。若同时拒绝HOl和H02, 则表示Xt租Yt之间存在双向因果关系。样本时间跨度为~，检验结果如表2。表2In (OER) ，和In(BER) ，之间的Gran伊r因果关系检验原假设肌|观察值个数|滞后阶数IF统计最|ρ值| 结论ln (BER) ，不是ln(OER) t Granger原因拒绝原假设ln (OER) ，不是ln(BER)，Granger原因拒绝原假设注:因1993年以后黑市汇率数据不究攘，所以ln(OER)，和ln(BER)t大致仅有180个数据在时间上相配。由表2可知，在10%的显著性水平下，ln (OER)t与lnCBER)t构成了现向因果关系。这意味着，在1979.......，2003年期间，我国的官方汇事领先于且带动黑市汇率变动，反过来，黑市汇率同时对官方汇率也产生了干扰作用。不过，从因果性检验的显辛苦性高f原来考虑，ln (OER)t对lnCBER)t有更显著的影响。罔外有关对5If.美尼亚官方和黑市汇率问类研究的文献中也反映了类似的结论。1993~1997年亚美尼亚官方和黑市汇率周数据，在3个子时期中，1993年11月1994年5月黑市汇率似乎是官方汇率单向的Granger原因;而1994年6月至1994年10月黑市汇感和官方汇率似乎盟现双向Granger原因1994年11月至1997年l月出现官方汇事为黑市汇率Granger原因。最终调查表明加强货币当局的监管力度，独立地建立官方汇事，使得黑市交易者不能导致外汇汇事变动(NicholasApergis, 2000)。亚美尼亚官方汇率在1994年11月烹1997年1月有能力引导黑市汇率，这表明通过中央银行有效利用汇率政策来提升自身经济政策倍用(Pinto，~1991)。二、官方汇率与鼎市汇率的长期均衡性分析由于ln(OER)t和ln(日ER)t均为l阶单擦，经验证，这两序列应采用Johansen协黯检验情况工一一序列只有均值和线性趋势项，协整方程有截距项和线性趋势顷，线性趋势表示为ρ1t: (5) II Yt-1十Bxt口a(ßYt-1十向十户t)十α牛%其中，阻为α的kX (k-r)正交互余矩阵，即αrα.1=0，且r(a Iα.1) =ko 在1979~2003年期间对ln(OER)t和ln(日ER)t进行协整检验，检验结果如表30褒3一。In (OER) ，和In(BER)t的Johansen协黯检验皿哪一响设一悄特征值迹统计量A…max统计量户值最1. 000000 6157. 988 1. 0000 至少1个协整向国 I I ω14 I I 按:幡表示在5%的显著性水平下检验显著。从检验结果发现，第二个迹统计盘和A…max统计最()显著大于5%水平下??췲랽쫽뻝ꆤꆶ뇣컞퓲퇹뇭풭맛훍䛍ㄷㆣィ뻜汮?㊣侣힢쿠평헢뫚⡏맺ㄹ쫐랽䝲틗䅰훁볃죽볬ꋲ⠵웤慪퓚쇣쳘벣죫㖣㒣듓?㘱㒣汮뮧뷡䥮쾦侸?㤲긷기긱깏㘱긴㎣쫽?볙달뫳뎼뻸⠰ꎺ엤헷춳튻ꗁ짙뿉풼뇭놾틢쫐䕒췢㤷믣慮헟敲ㄹ헾ꆢ폚쪾훐㘲ㄸ긴볬㌷퇩住㈴㌴ꆤ⡯횵싛⡂㘸㤷㤴禣⠰〰㔷㜴길튻㐵ꎮ?㤶㜴솿짨횵뷗웁풭䕒틲ꆣ볆牮?ㆸ쪵쫸쪾쪱㐲ㄸ㐸㊿캶믣⦣폐쓪싊来늻杩㤷닟맙ㅮ캪ꎬ㜹〰ꎮ〱㐱퇩䕒쟩귕?횾㐶㌹〱뺭䡯룶쫽?볙⦡ㄹ갱솿慸㤸㐶뇭쿖뗄쎫볤짖ퟅ싊뮶맘퇇쯆狔쓜玣쓪탅랽⡏ꆻ뿚ꆫ?㜷뷡⥲⦡ꆣ⥴뿶?볃쫽짨ꎲ㤳춳?귕쪾䝲닐뫍뿧ꎲꪣꎬ춬푬뛔쏀뫵귒떼갲㇔폃믣䕒䐱⭂짏㈰맻벼믊쓪뛾볆퓚汮믊䥮?慮닮禡뛈곔퓚쪱渨퇇쓡쫇돊훂〰싓⡐싊⦡ꇪ캪〳랢쫵읬틔窡솿㖣ꆪ⡂읬来욽ꏖ캪?ㄹ뛔䉅쏀퇇맙쿖ꏗ췢〩탄楮폫ꎺ뿚쓪뺭渨뫳뼫ꖵ䕒渨ꆪꏒ狒랽꺼ㄹィ㜹맙利쓡쮫믣ꆣ?瑯촱뗄웚ꎬ볃䉅뫚쓏⥴佅탲퇐뫍㜹利쫐ꖵꆫ랽ꎬ퇇믣쿲햵ꛒ渨뮿볉볤퓖뗚횮利뗄뺿ꆣ믣쇐﮹ꎬꎮ쓏㈰폐맙뫍싊䝲쏀ﶵꆯ䉅ꇁ뛔뛾볤ꎻ?䩯ꆷ䝲싊퓋?ꎬ?〱퓖〳룼랽뫚떥慮뇤쓡벺ㄹ利䷓⢼ㅮ룶뗄䝲桡㈰慬쫽죚껆떼뫍ꯏꆫ쓪튲쿔쫐쿲来뚯퇇?㤱뗄ꆣ짒⡏벣䝲慮킾湳〷汧뻝뷏䮷㈰慮来퓋웚닺훸뫚믣뗄狔⡎맙킻⦡뎤뻹ꎬ뭲䕒샊춳淪쓪敲늻슼来狔킭횱〳껆볤짺뗄쫐싊䝲귒폇楣랽?웚캪⧕⦡볆뗚풭췪떺ㄫ狒귒헻ꏆ﮹ꎮ뷏ꎬ쇋펰믣훜慮뾻桯쪣뻹ㆽﶽꎺ솿㟆틲헻췏?펡볬?ㄱ슣컒룉쿬싊쫽来묱污곕뫢ힵ뮻촱뫍?ꎬ퓖﮹?퇩큒뻔떡ꎬ쯹걬맺죅ꆣ춬뻝狔㤹튵?퓚탔ꗕ⭬ꗓ渨죫?퓇틔獓볊?볬渨뗄ퟷ샠ꎬ귒㓄놾ㄹ럖ﮣ䉅튻떼䑬汮劺퇩ぅ맙폃퇐퓚횵㤴컶겾?利浡⡏ꇪ웏쵒뷡利랽ꆣ뺿㎸뮶㇔쒼쓪ꢹ귑磍?䕒匦ﶺ맻ꆣ믣늻뗄싖ㄱ⤫겼뷸뎼⦡럖춻죧폫싊맽컄폊㤹성?퓂탑꒣뒿탐웁곐ꎺ應뇰?뇭ㅮ쇬ꎬ쿗뇆㓄㤹ꚶ곕?킭뼨촱귕쿅뇭㊡⡂쿈듓훐?㟄좣뿚헻㒣渨﮷쪾?䉅䕒폚틲튲킣퓂겶탓뷐機볬긴붳利퓚편⦡쟒맻랴갱훁퓂상탐튻퇩㜴쳓ꆣ䢡ꎹ듸탔펳㤹ㄹ돶ꊵꟀ탓澣ꎬ〱듳킽ꎣﶡ릳뚯볬쇋㏄㤴쿖?ﯓꚲ곇㐩훂?겻ꏈ직뫚퇩샠쓪맙ꣁ쎻짓퉲쿔뷶쯋쫐뗄쯆㇔랽ꊹ썊⢿뷡훸폐潺곊ꯏ믣쿔뗄싖퓂?쫕潨?맻듳ㄸ쿂놾싊훸뷡성뫚붻ﺲ慮죧폚ジ췏뗄?뇤탔싛㤹쫐캪?獥뇭㖣?ﶾ풼﮹뚯룟ꆣ㓄믣뫚쪣듌滐㎡ꗋ퓇?쫸ꆣ?ꎬ뗍ㄹ싊쫐곊귕?껆?뫍ꎬ떡랴살㤳퓂믣릵?뷏놼웏뫍?맽뾼ꆫ뫚맙싊쎺퓉䠰살싇??곏窣ꎬ킽???ㅮ퓇?
中国官方汇率乌黑市汇率的结构平稳性和联动性研究 93 的临界值()，表明变盘问至少1个协整向盘，即ln(OER)t和ln(BER)t存在1个协整关系，则可估计出误差修正模型CECM):Aln COER)t= (ln COER)t-I -0. 23121n (BER)t-l…十)标准恙() () () 十(OER)t-l +0. 0016Aln (日ER)，-l十() () () Aln CBER)t=一 COER)俨l←(BER)俨1一+)标准差() () () COER)t一1十 CBERλ-1十() () () 从误差修正模型检验统计量以及AIC=-8. 057989与SC=肴，模型基本上是显著的。由于lnCOER)t和lnCBER)t具有长期均衡趋势，所以，黑市汇率变化1%将给官方汇率带来%的冲击，不过，上一期的误差修正项，对官方汇事变化作%的反向调整，而对黑市汇率变化却作%的正向调整。从两种汇事短期关系考察，上一期官方汇率增长1%可以使本期官方汇率增长%，附上一期黑市汇率增长1%只使本期官方汇率增长%;上一期黑市汇率增长1%只使本期黑市汇率增长%，而上一期官方汇率增长1%却能使本期黑市汇率减少%。由于我国实行有管理的浮动汇率制度，所以黑色汇市对公开汇市影响微乎其微，但官方汇市似乎左右了黑色汇市，并且官方汇市对黑色汇市的影响有一定的惯性(即持续性)，而黑色汇市对黑、官汇市的影响力均衰减得非常快。四、汇率脉冲晌应函擞分析者直接建立ln(OER)t和ln(BER)为内生变量的VAR系统，则可能伪凹归(Spurious regression)。当序列是由在统计上独立的单位根过程生成的时，传统的显著性检验严重地偏向于拒绝无关系的原假设，从而偏向于接受伪关系，并伴随高R2和低.的情形出2现，即R>. (Granger和Newbold，1974) 0尽管误差向最Et之间相关，但是与它们自己的滞后值不相关，与y川，Y叫，…，Y川和工，寸，工叶，…，工叫也不相关。可见，随机扰动项序列不相关的假设在这里其实并不需要再加以限定，因为任何随机扰动项序列相关都可以通过不断加入Yt和Xt的精后项来加以克服，所以，其随机扰动项序列的.趋近2于2，总是小于等于l的拟合优度R不可能大于.，从而可以克服VAR模型伪凹归现象。另外，通常不用只反映短期的增最形式今lnCOER)，和Aln(BER)t建立向露自回归模型。不过，滞后期过长，模型中待估的参数就越多，自由度就越少，从而影响参数估计的有效性。通常，根据赤池CAkaike)信息准则和施瓦茨CSchwarz)准则确定模型的最适宜的阶数，此时滞后期和自由度之间便可以达到均衡状态。向置自回归模型为非结构化的多方程模型，它白白'姆斯CSims)1980年提出，考察相关时间序列系统的预测和随机扰动项对变最系统的动态影响，VAR模型的简约式CReducedequation)为z(6) Yt去A如十去Bjxt-j+εt ??췲랽쫽뻝
《数量经济技术经济研究>>2007年第7期 94 式中•Yt是m维内生变盘向量;码是q维外生变盘向量ACi=l, 2.…，ρ)和Bj(j口. , q)为待估参数矩阵E:t为随机扰动项向盘。一个向量自回归VAR写成向最MR(∞)形式，如Yt=μ十E:t-卡I/Jlε俨1十tþzE:川十…王三μ+ø(7) (L) E:t 机?比其中，表明矩阵你的第i行和第j列元素等于时期t第j个变量的新息E:j，t增加…个单位而其他时期别的新息为常数的情况下，对时期t十s的i个变量的值(Yi，巾)的影响。你的第i行和第j列5t;索θIYi，t+'/挠j，t为动态乘子，它作为5的一个描数被称作脉冲一响应函数，它描述了Yi，t+，在时期t的其他变量和早期变量不变的情况下对y川的一个暂时变化的反应。所谓脉冲响应函数(ImpulseResponse Function) .就是描述内生变撞对误羔冲击反应的机迹，其表达式为δIYt+r/Òf:l，t(r为冲击作用的时滞期数).它刻画了在随机扰动项上加上一个标准兹大小的冲击对内生变蜜的当期和未来取值所带来的影响。当误建项服从正态分砌时，响应标准误差可以采用蒙特卡罗(MonteCarlo)随机模拟方法计算，冲击响应矩阵中每一个元素都是通过重复计算许多次得到的。通常误差项是相关的，系统将包含…个不与某个特定变革主相联系的共同成分，这给脉冲响应函数解释带来了困难。通过Cholesky分解使误差项正究，从而使误差的方羔-协方盖矩阵成为对角矩阵，然后将共同部分效应归崩于VAR系统中第一个变量的扰功顷。式(6)中的εt为简约式的冲击新息(Shockinnova tion)向盘，如其分量缸，t'它的任何变化都将立刻引起Yt的分最仇，eE当前值改变，阳Yl，t当前值通过VAR系统的动态结构影响到Yl，t和Yz，t未来取值，最终又反馈到El川自身。因1~图4是关于lnCOER)，和lnCBER)t的脉冲响应轨迹，响应函数追踪期数设定为12个月。由阁1可知，官方汇率在接近的较高处开始受到自身一个林准羔大小新息强烈冲击，…个月后便将官方汇率冲高了，随后便辍慢爬升，升至第4个月时则由升转降，但降势非常平缓，至年终还未见消失。这说明，尽管此前我国汇率是紧盯美元的，可能比许多声称自巳是浮动汇率制的国家的波动幅度还小，但是毕竟还是有%的波动空间，且汇市受到利好消息的影响，汇率走势多数时候是在浮动区间的上限滑行，具有非对称效应。因2显示，黑市汇率从O点处开始便受到官方汇率轻度向冲击，一年内受到这单一方向的持续冲击，致使黑市汇事攀升了近，在年终都没有收敛的迹象，这说明我国有管制的有限浮动汇率制度在多数情况下对黑色汇市的价量有放大功效，不过，这也迫使我们不得不反思之前的外汇制度对黑色汇市制衡的有效性。从阁3着出，黑市汇率对官方汇事冲击即刻有皮向反映，但未跌穿零值钱，自从第3个月降至0后的半年里，黑市汇率对官方汇率毫无动弹，冲击影响一直维持在O水丰线上，呈现出冲击中性，只是从第9月开始略有一点上升。这说明官方汇率具有明显的抗衰退能力.-m反映了我阔汇嘟管制的功效，这进一步表明我国汇盖在升值或贬值不会受太多包括黑市汇率、游资在内的政治和经济因素影响，其变化主要取决于国家政策和宏观调控。而图4反映的黑市汇率在略高于的高处受到自身一个标准菜大小新息姬暂冲击，还未摸商到.一个月后便转向负向冲击，此走向的冲击强度与官方汇率受到的自身冲击的强度差不多，不过在年末黑市汇率又回到起点的水平线上，这主要原因在于黑市不是究3t意义的自阳市场，一旦政府加紧了管制，其走势明显会收敛。??췲랽쫽뻝
中阁官方汇率与黑市汇孕的结构乎稳性和联动性研究 95 -卢...-_....-----、一一句……咽.._---…唰跚跚,. ~ /r I 0ωψf一一一……----…←__， --帽，翩翩例"…-棚-~...-...'"白白，/,.›O. ·、、‘一町峭甸、---------------…---... 翩翩。. 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 圈1In {OER)t对In(OERlt 圈2In {OER}t对In(BER)t 自身新息冲击的晌应冲击的晌应, . --胁精制峭刷刷啕胸凰---一』…一 -咽---_.~…---一…~---........ ....._…---一'唱啕崎'.翩翩.翩翩-幽幽"……---伽."明翻翻楠_...---翩恻懈，..总。，∞明~ 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 国3In {自由)t对In(OER)l冲击的晌应固4In (BER)t对In(BE则，自身新扉冲击的晌应tt:①棋坐标表示冲击发生腊的时间间阳(月)，纵坐标表示黑市汇率或官方汇率对冲击的反应程度;③脉冲响应阁像两侧虚钱表法响应函数值加减两倍标准慧的虫草信带;φ响应标准误差采用MonteCarlo模拟方法重复返算100000得到。④为了克服VAR系统异方整性即序列剧烈披动，…般应先对数据取对数预处理，但有关汇率研究的文献一般都没有取对数。@尽管lnC ER) ，和ln(BER) ，互为因果关系，但从表2中发现，ln (OER) ，为ln(BER) ，的Granger原因克服辛苦，根据剧在前和果在后费最放置顺序，便有先ln(OER)，后ln(BER) ，来绘制脉冲响应函数罔。六、就外汇黑市客观存在的现实对战剧外汇制朦的反思我国汇率从2005年7月21开始将以市场供求为导向，参考一篮子货币汇率的加权平均价作为人民币的基准汇率，这是人民币汇率形成机制改革的初始时刻所作的调攘，中罔人民银行还将根据市场发育状况和经济金融形势，适时调整汇事现有的上下%的浮动区间，以雄持人民币汇率在合理和均衡水早上，进而促进国际收支的基本平衡。有评论说，中国迫于国外的政治压力才让人民币升值的，其政治意义大于经济意义。其实，如果没有中剧经济实力的提高，人民币升值是不可能的。这次汇率改革在措施取舍上稳中求进，坚持了"主动性、可按性和渐进性"二三大原则，体现了中因改革自主、自定、自为的独立性。适当上调人??췲랽쫽뻝
《数量经济技术经济研究>>2007年第7期 96 民币汇率水平，不仅有助于降低进口成本、减轻外债、提高我国人们的购买力，而且让我们辛辛到中国继辑向市场经济、向汇率自由浮动和自由兑换的自由经济制度迈进的端倪。当局若想减少市场的不确定性、增强汇率的价格信号作用，就应当增加市场在汇率形成机制中的作用。外界评论说正常升值应该是15%""30%，国内有学者建议最可靠的检验方法，就是参照黑市汇事，比较合理的升值幅度应该就在黑市汇率附近，那么是否可以将黑市上形成的"影子汇率"当作均衡汇率呢?凹答肯定是否定的。剧为黑市上的交易规模和供求关系非常窄，它很难反映一个真实的广义的市场均衡汇事。毋庸置疑，在有管制的小幅浮动的公开外汇市场，黑市汇率对汇市行情敏感反应的表现在一定程度上可以充当外汇市场的晴雨表，如果撇开法规和道德因素，那么黑市汇率确实是汇市白发形成的均衡价格。虽然"存在就合理"，它的形成机制也无可辩骏，但其实这个价格很荒谬。因为黑市交易不问于…般市场的买卖，黑m汇率高低主要取决于供求关系和管理力度两个因素，黑市供需是取缔的对象，管理越严格，黑市交易风险越大，外汇价格越高，这是任何黑市交易的价格并不能反映交换价格真实性的主要原因。黑市经济有专门的学间，直接将一般市场规则套用于黑市运营规律，是一种机不择食的表现。参考文献[lJ Agenor PR., 1992, Parallel Currency Markets in Develoρing Countries: Theory, Evidence and Policy lmplications [M丁，Essays in Internationa\ Finance. Princeton University, 188. [2J Ange\os Kanas; Georgios P. Kouretas. 2001, Black and qfficial exchange rate volatility and for›eign exchange controls: evidence from Greece [口.International Journa\ of Finance &. Economics. Vo\.6, Jan. , 13. [3J Apergis. Nicho\as. 2000. Black market rates and qffi叩lrates in Armenia: Evidence from causality tests in alternative regimes [口，Eastern Economic Journal. Summer; 26. Vol. 3. 335. [4J Banerjee. A. ; Lumsdaine. R. L. and J. H. Stock. 1992, Recursive and sequential tests of the unit -root and trend翩breakhyμtheses I Theory and international evidence [口，J ourna\ of Business &. Economic Statistics, 10, 271-287. [5J Edwards S. 1999. Howeffectiveαre caPiωl controls [口，Journa\ of Economic Perspectives 13. 65-84. [6J Granger, C. W. J. ; Newbold, P. 1974, SpuriousRegression in Econometrics [口，Journal of Econo叩metrics, 2. 111-120. [7J Hamilton. James D. 1994, Time Series A削lysis[MJ. Princeton University Press, 378-389. [8J Kharas. H. ; Pinto, R , 1989, Exchωzge Rate Rules, Black Market Pγemise and Fiscal Disciρline I The Bolivian Hyρerinflation [口，Review of Economic Studies, 56, 435-448. [9J Montiel, P. J. ; Agenor, P. R. ; H叫时，风，UI, 1993, lnformal Financial Markets in Develoρzng Countr切SIA Macroeconomic Analysis [MJ, Blackwell Publishers: Oxford. [10J Pinto, R , 1991. Black Markets foγForeign Exchange. Real Exchange Rαtes and lnflation DJ, Journal of International Economics, Feb. 35-121. [l1J Rao, R Bhaskarar. 1994, Cointegration [MJ, The Macmillan Press, LTD. . [12J Wo吨，Clement; Pang, Yuk, 1997, Black market exchange rates and caPital阳bilityin Asian e›conomies [町.Contemporary Economic Policy, Jan. , 21. (责任编辑:常维平;校对:常列)??췲랽쫽뻝
