貨幣危機
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貨幣危機范文第1篇
20世紀后半期，國際金融危機尤其是新興市場國家金融危機的一個典型特征，就是出現了多重危機共生的現象，即不同類型的金融危機往往在同一時期、同一國家并發。在這種情況下，傳統的將貨幣危機、銀行危機、債務危機孤立研究的金融危機理論無力解釋這些現象，共生性金融危機理論應運而生。但從目前國際上關于危機共生的研究現狀來看，多數文獻仍僅局限于貨幣危機與銀行危機的共生；①而對另一類型的共生危機，即貨幣危機與債務危機的共生卻很少涉及。
事實上，與共生性貨幣危機和銀行危機相比，無論從理論還是經驗上講，貨幣危機與債務危機并發的現象都更為普遍。Reinhart（2002）的研究結果表明，發展中國家②84％的債務違約會引發貨幣危機，66％的貨幣危機會引發債務危機。同時，就國際社會來看，墨西哥（1994）、法國（1998）、阿根廷（2001）等國也都曾發生過較大規模的共生性貨幣危機與債務危機?？梢哉f，研究貨幣危機與債務危機間的共生性，對于金融危機理論演進以及共生性金融危機外延的推廣具有重要意義。
從理論上講，貨幣危機和債務危機間確實存在一定的內生聯系，它們會由某些共同的宏觀經濟因素同時引發，也會在某些力量的推動下形成彼此間的傳導和擴散效應；而且，傳統的金融危機預警文獻在指標選取上，也經常把一國的外債水平作為貨幣危機的一個重要決定因素。但問題在于：貨幣危機和債務危機間通過何種渠道相互聯系？兩種危機間的聯系機制能否得到實踐的檢驗？貨幣危機與債務危機間的共生聯系效應又是否具有可持續性？深入研究這些問題，無論是為實證分析提供理論依據，還是為危機預警篩選更為明確的指標變量等，都具有相當的參考價值。
鑒于貨幣危機和債務危機聯系的可持續性問題對于構建完善的危機預警體系，以及為政府尋求高效的危機處理方式具有現實意義，本文側重于考察貨幣危機與債務危機的長期聯系效應，即通過對新興市場經濟國家和其他發展中國家樣本數據的實證檢驗，分析貨幣危機與債務危機在長期內是否存在某種穩定的聯系，以檢驗二者間聯系的可持續性。
二、貨幣危機和債務危機共生性與聯系效應綜述
就現有文獻看，目前國際上關于貨幣危機與債務危機聯系效應的研究尚處于起步階段，各方面的研究散見于早期的危機預警文獻（IMF，2001）以及一些政策性文獻（Chiodo和Owyang,2002;Mussa,2002;Corsetti和Mackowiak,2000）中。[2－5]Obstfeld（1994）被認為是最早研究貨幣危機與債務危機共生問題的學者，他最早將通貨膨脹因素作為政府預算融資的一個變量引入模型，考察了福利最大化政府的決策行為。盡管該模型并未考慮債務違約因素，僅分析了政府如何在通貨膨脹和稅收這兩種預算融資方式間的權衡問題，但它卻為后來共生性貨幣危機與債務危機的進一步研究提供了理論指引（Dreher等，2004）。此后，一些學者沿循Obstfeld的分析思路，系統地研究了共生性貨幣危機與債務危機的聯系機理和聯系效應問題，并在對這兩種危機間聯系的實證分析方面也積累了一些文獻。
在貨幣危機與債務危機的聯系機理方面，Herz和Tong（2003）、Dreher等（2004）分別從危機的共生因子、內部傳導和兩者的負相關關系等三方面，對這一問題進行了系統的論述（具體的研究思路如圖1所示）。Herz和Tong（2003）指出，貨幣危機與債務危機共生的聯系機制體現為兩個方面：一是貨幣危機與債務危機會由某些共同的宏觀經濟因素同時引發；二是這兩類危機間也存在互補性和替代效應，③即自我實現的預期促成了危機間的內部傳導進而使其呈現互補性，而政府的預算約束限制又使得兩危機間具有相互弱化的替代關系。Herz和Tong（2003）還通過一個自我實現的共生危機模型，在購買力平價理論的框架下，具體分析了貨幣危機與債務危機的共生原因、內部傳導效應以及投資者預期對政府行為的影響。Dreher等（2004）在以上分析的基礎上，更詳細地分析了貨幣危機與債務危機三方面聯系的具體決定因素和形成機制。他們指出，總需求的負面沖擊、國際（實際）利率水平的上升以及太陽黑子因素等，都是形成共生性貨幣危機和債務危機的共同原因，債務危機導致的貿易和產量損失、失業以及投資者和投機者行為會使債務危機向貨幣危機傳導；而政府政策的權衡以及原罪現象，則會形成貨幣危機向債務危機的傳染；同時，政府預算約束下融資方式的選擇，則會使貨幣危機與債務危機間呈負相關關系。④此外，Bauer等（2003）從政府政策選擇的角度，分析了這兩類危機間的共生聯系機理。他們通過對政府的成本—收益分析，研究了福利最大化的政府在貶值和違約間的選擇問題，并據此得出了共生性貨幣危機與債務危機的生成條件和兩者共生的臨界區間。[11]Calvo（1998）、Benigno和Missale（2001）、Aizenman（2002）等也在政府預算約束的框架下，對貨幣危機與債務危機的聯系機理進行了理論分析。[12－14]
圖1貨幣危機與債務危機的理論聯系示意圖
注：實線表示增強效應，虛線表示減弱效應。
同時，一些學者還具體分析了某些特殊因素在共生性貨幣危機和債務危機生成中的作用和傳導路徑。Bauer等（2003）、Herz和Tong（2003）分別通過模型，分析了投資者預期因素對政府行為、政府政策的影響以及共生性危機生成中預期的自我實現效應。[11]Reinhart（2002）、Sy（2003）考察了信用評級在共生性貨幣危機和債務危機中的作用。[15]Jahjah和Montiel（2003）則從匯率政策的角度，研究了新興市場經濟國家貨幣危機與債務危機共生的條件。其結果表明，貨幣危機向債務危機的傳導在很大程度上取決于一國的匯率體制；而在實行硬釘住的國家中，貶值更傾向于引發債務違約。[16]
實證分析方面，主要是圍繞貨幣危機與債務危機間是否存在聯系以及對上述三方面聯系機理的檢驗展開的。從現有資料看，由于樣本選擇、研究方法、變量定義等方面的差異性，目前關于共生性貨幣危機與債務危機聯系效應問題的實證研究并未形成主流或一致的結論。Goldstein等（1998）的研究表明，貨幣危機與債務違約間確實存在某些聯系。[17]Reinhart（2002）通過考察信用評級在貨幣危機和債務危機傳導中的作用，發現發達國家中貨幣危機與債務違約并無直接聯系；而新興市場經濟國家貨幣危機和債務危機相互引發的概率存在較大差別。但是，Reinhart的分析沒有得到貨幣危機與債務危機間存在共生因子的結論。相反，Herz和Tong（2003）利用74個發展中國家1975－2001年的樣本數據，通過Granger因果關系檢驗以及敏感性分析等方法，發現貨幣危機與債務危機間存在多項共生因子，即儲備與進口的比率、國內GDP增長率以及FDI與外債的比率等，都是形成貨幣危機和債務危機的共同原因。Dreher等（2004）通過80個國家1975－2000年的面板數據證明，短期內貨幣危機和債務危機間確實存在內部傳導效應，且中長期內政府預算融資形成的兩種危機負相關關系的理論假設也成立；但該項研究除了發現公共債務會同時引發這兩種危機外，并未發現貨幣危機與債務危機間還存在其他共生因子。另外，Sy（2003）通過對13個新興市場經濟體近期（1994－2002年）小樣本數據研究，得出了新興市場經濟國家貨幣危機與債務危機基本無關的結論（檢驗結果表明，在這些國家中，貨幣危機與債務危機的相關系數只有6％）。[15]
三、模型設計、變量選取與樣本說明
（一）模型設計
1.貨幣危機指標的確定
目前國際上關于貨幣危機的實證定義主要有以下三種。
（1）Frankel和Rose（1996）將貨幣危機定義為貨幣名義貶值率不低于25％，并且貶值率的變動率不低于10％。[18]
（2）Eichengreen,Rose和Wyplosz（1994）最早提出了用投機壓力指數來定義貨幣危機。他們將投機壓力指數定義為匯率、外匯儲備和利率變動的加權平均。[19]此后，Hagen和Ho（2003）采用外匯市場壓力指數（ExchangeMarketPressure,EMP）來定義貨幣危機。他們將外匯市場壓力指數定義為月度實際匯率變動、儲備變動和名義利率變動的加權平均；當該指標超過均值2倍標準差時，就定義為貨幣危機。[20]
（3）Kaminsky和Reinhart（1999）以及Glick和Hutchison（1999）也采用外匯市場壓力指數來定義貨幣危機。所不同的是，他們的EMP沒有考慮利率的因素，僅僅是匯率變動和外匯儲備變動的加權平均。[21－22]
考慮到數據的可得性以及分析的需要，本文中貨幣危機采用的是Frankel和Rose（1996）的定義，并借鑒Bauer等（2005）關于貨幣危機的描述，選取貨幣的貶值率作為貨幣危機的變量，[23]即當一國貨幣名義貶值率不低于25％，并且貶值率的變動率不低于10％時，視該國發生了貨幣危機。
2.債務危機指標的確定
本文債務危機的定義借鑒Bauer等（2005）關于金融危機程式化事實的研究結論，⑤將債務危機界定為債務水平占GDP的比重超過40％，并選取外債總額占GDP的比重這一指標作為債務危機的變量。
3.樣本數據說明
本文選取58個發展中國家（其中新興市場經濟國家27個）1976－2005年貨幣貶值率和外債占GDP比率的數據作為分析樣本，相關數據來自UnitedNationsStatistics。具體指標變量根據作者計算整理得到，樣本國家見附表1。
（二）樣本國家共生性危機識別和分布
根據以上貨幣危機和債務危機的定義，本文對各個國家不同年份共生性貨幣危機和債務危機的發生情況進行了識別，共識別出104次共生性危機。各年度共生性危機的分布情況如圖2所示。
圖2樣本國家1976－2005年共生性貨幣危機和債務危機分布情況
從圖2可以看出，20世紀90年代以前，發展中國家共生性危機總體呈上升趨勢，到1990年前后達到峰值；此后雖然略有下降，但表現出較強的周期性，尤其是1996年以后這種周期性更為顯著。同時，就不同類型的發展中國家危機發生情況來看，新興市場經濟國家共生性貨幣危機與債務危機發生的次數均明顯高于其他國家，且周期性較強，尤其是1996年以后，貨幣危機與債務危機的聯系效應呈現出較為明顯的規律性。
四、實證分析
為了進一步考察貨幣危機與債務危機長期內是否存在穩定的聯系效應，本文將通過相關系數檢驗、面板數據ADF檢驗以及協整分析，分別對新興市場經濟國家和其他發展中國家的樣本數據進行實證分析。其思路為：首先對各個國家貨幣危機和債務危機的變量進行相關系數檢驗，從截面數據考察貨幣危機和債務危機的相關度；然后通過面板數據ADF檢驗方法來檢驗變量的平穩性；當兩個變量為同階單整變量時，再通過協整檢驗辨別貨幣危機和債務危機間的長期均衡關系。如果兩者存在協整關系，則通過誤差修正模型來檢驗兩者間的因果關系；否則，認為兩變量間不存在協整關系。為簡化說明，本文分別用CC和DC來表示貨幣危機和債務危機的變量。
（一）相關系數檢驗
通過計算58個樣本國家貨幣貶值率和外債占GDP比率的相關系數，以及繪制相關系數分布特征圖（見圖3），發現就各個國家來看，貨幣危機與債務危機的相關性并不明顯，所有樣本國家相關系數的均值僅為－0.217803；并且從相關系數分布特征圖上看，大多數國家貨幣危機與債務危機的相關系數分布在零值附近，且多數國家這兩者間呈現的是一種負相關關系。
圖3樣本國家貨幣危機與債務危機相關系數分布圖
（二）面板數據ADF檢驗
關于面板數據的單位根檢驗，主要有Levin、Lin和Chu（2002）的LLC檢驗；Breitung（1999）的Breitung檢驗；Im、Pesaran和Shin（1997）的IPS檢驗；InChoi（2001）的Fisher－ADF和Fisher－PP檢驗等方法。為了避免檢驗方法本身的局限性對檢驗結果的影響，本文同時采用這五種方法分別對新興市場經濟國家和其他發展中國家貨幣貶值率和外債占GDP的比率進行平穩性檢驗。具體檢驗結果見表1、表2。
從表1來看，貨幣危機的變量在1％的顯著性水平下均通過了檢驗；債務危機的變量除了Breitung檢驗不能拒絕原假設外，其他檢驗在5％的顯著性水平下也都拒絕了DC存在單位根的假設。由此可以判斷，CC和DC序列均為平穩序列，CC～I（0），DC～I（0）。
表2表明，貨幣危機的變量在1％的顯著性水平下通過了所有的檢驗，這說明CC序列為平穩序列，即CC～I（0）；而債務危機的變量僅通過了LLC檢驗和IPS檢驗，即使在10％的顯著性水平下，其他檢驗也未通過。經過綜合判斷，本文認為不能拒絕DC序列存在單位根的假設，即DC序列為非平穩序列。為了確定DC序列是否是單整的，本文再對原序列進行一階差分，并對差分序列進行單位根檢驗。結果顯示，差分后ΔDC在1％的顯著性水平下均通過了LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、Fisher－ADF檢驗和Fisher－PP檢驗。根據這一結果，本文認為序列DC經過一階差分后平穩，DC為一階單整序列，即DC～I（1）。綜合以上分析得知，由于CC為平穩變量，而DC為一階單整變量，即兩者不是同階單整，因此可以得出，其他發展中國家貨幣危機和債務危機并不存在長期均衡關系。
（三）協整檢驗
由于其他發展中國家貨幣危機和債務危機不存在穩定的長期均衡關系，本文將分析重點轉向新興市場經濟國家。由以上單位根檢驗結果得知，新興市場經濟國家CC和DC均為單整變量，滿足協整檢驗的條件。以下將著重關注新興市場經濟國家貨幣危機和債務危機間是否存在協整關系。具體檢驗思路為：首先對變量進行回歸；然后檢驗殘差的平穩性。如果殘差是平穩的，則認為兩變量間存在協整關系。同時，考慮到貨幣危機與債務危機間的長期聯系可能因國家不同而有所差異，在進行面板數據回歸分析時，本文選取變截距個體固定效應模型。模型形式設定為：
以貨幣危機作為因變量，采用GLS（cross－sectionweights）對模型進行估計，得到發展中國家債務危機與貨幣危機的面板數據回歸結果：
殘差序列｛e｝的表達式為：
其中，α[,i]*的估計結果如表3所示。
從表4可以看出，貨幣危機和債務危機回歸的殘差序列在10％的顯著性水平下僅通過了IPS檢驗和Fisher－PP檢驗；在LLC檢驗、Breitung檢驗和Fisher－PP檢驗中，均未能拒絕含有單位根的原假設。由此可以認為殘差序列｛e｝為非平穩序列，序列CC與DC不具有協整關系。這表明新興市場經濟國家貨幣危機與債務危機間也不存在長期均衡關系。但從以上面板數據的回歸方程斜率看，貨幣危機與債務危機間表現出的是一種負相關關系，這表明貨幣危機與債務危機間具有一定的減弱效應。
五、結論
本文通過對58個發展中國家1976－2005年貨幣危機和債務危機的相關系數檢驗、面板數據ADF檢驗和協整檢驗，定量研究了新興市場經濟國家和其他發展中國家貨幣危機和債務危機的長期聯系效應問題。結合實證分析結果，大致可以得出以下兩點結論。
貨幣危機范文第2篇
關鍵詞: 貨幣危機 國民資產負債表 資產運營一般模式預警指標體系
中圖分類號: F830.9 文獻標識碼: A 文章編號: 1006-1770(2009)011-019-04
學術屆對于金融危機的理解和定義各不相同,著名經濟學家雷蒙德•戈德史密斯認為金融危機是指所有或絕大部分金融指標一次性的、急劇的、短暫的、超周期的惡化,這些指標包括短期利率、資產(股票、房地產)、廠商的償債能力以及金融機構的破產等。根據成因不同,IMF在《世界經濟展望》(1998年5月)中將金融危機分為貨幣危機、銀行危機、股市危機和債務危機等。在開放經濟條件下,貨幣危機成為金融危機最常見的外在表現,其根本原因在于經濟體的內部失衡。銀行危機、股市危機和債務危機常常是貨幣危機的直接誘因,并與貨幣危機相互交織,使得金融危機變得更加復雜(李小牧等,2001)。
Paul Krugman(1979)最早定義了貨幣危機,但至今爭議仍然較多。Graciela Kamninsky等(1997)對貨幣危機的定義比較具有操作性,他們認為貨幣危機是指對一國貨幣的攻擊所導致的該國貨幣大幅貶值或國際儲備的大幅下降或者二者兼而有之的狀態(劉志強,2000)。
國外對于貨幣危機的研究主要經歷了三個發展階段。第一代貨幣危機理論是由克魯格曼在1979年提出的,它認為貨幣危機的基本原因是經濟基礎狀況惡化;第二代貨幣危機理論是Obstfeld在90年代提出的,這種的貨幣危機理論更多地注意到政府政策目標的多重性及其決策的非線性,并詳細地探討了政府與其它經濟主體之間的博弈過程,它認為即使宏觀經濟基礎沒有惡化,市場預期的突然改變也可能引發貨幣危機;第三代貨幣危機理論是在1997年后提出的,其特點在于強調危機的傳染性和微觀性,危機傳染學說的主要代表為信息不對稱理論和流動性危機導致清償力危機的理論,其代表人物克魯格曼(1999)認為,經典的M-F模型忽略了實際匯率對投資的影響,因為企業的投資水平受制于它的財務杠桿和所有者權益的凈值(張寶林,2001)。
本文在回顧上述三代貨幣危機理論的基礎上,從國民資產負債表出發,根據資產運營一般模式和一般均衡理論,從獨特的角度探討了貨幣危機的機理,并據此提出了有關的預警指標。筆者認為,在次貸危機的沖擊下,美元貶值可能造成的貨幣危機將再次成為籠罩在全球上空的陰影,因而本文的研究意義深遠。
一、國民資產負債表和資產運營一般模式
貨幣危機最終表現為一個經濟體的國際儲備大幅降低或者貨幣大幅貶值,無法有效動用自身的金融資產甚至非金融資產抵御國外投機的沖擊。因此,從資產運營角度詮釋貨幣危機的機理,首先就應當從理解國民資產負債表開始。
(一)國民資產負債表
國民資產負債表就是將企業資產負債表技術運用于國民經濟,這一構想最早是由H. D. Dickingson (1936) 提出的,
R. W. Goldsmith (1955) 編制了較為完整的美國國民資產負債表,之后的諸多經濟學家在此有重要貢獻。在1968年、1977年和1993年頒布的各種SNA文件中,聯合國不斷規范了國民資產負債表的基本結構。
這種標準將“國外”視同為一個機構部門,以反映本國各機構部門與國外之間的經濟聯系。“國外”部門與本國各機構部門共同構成國民資產負債表項目分類的經濟主體,通過各經濟主體分別核算之后再合并就得出國民資產負債表的金融資產和非金融資產及其各細分種類。
(二)資產運營一般模式
本文從資產價值形態的角度將國民資產負債表中的資產重新歸類,將金融資產中的貨幣黃金、特別提款權、通貨和存款、保險專門準備金等稱為現金資產,將金融資產中的貸款和其它應收賬款稱為信貸資產,將金融資產中的股票和其它權益、股票以外的證券稱為證券資產,將包含固定資產、存貨及貴重物品等各種生產資產與有形及無形的非生產資產在內的非金融資產稱為實體資產。
在經濟活動中,人們(個人或企業)對財富的追求使得他們愿意付出勞動,從而促使資產從一種價值形態向另一種價值形態轉化,其結果便是資產的增值或貶值。因此,資產運營的過程反映了微觀經濟活動的內容,資產運營的結果又必然體現為資產負債表的變化,而加總微觀主體資產負債表就得到了各機構部門以及國民經濟總體的資產負債表,從而可用資產運營一般模式來分析貨幣危機。
資產運營一般模式是指通過如下三個步驟實現經濟主體自身利益最大化。一是確定現金資產、信貸資產、證券資產、實體資產及其組合;二是構建具體環節的“運營單元”,通過四類資產的16種可能轉換,最終實現資產現金化;三是將不同的“運營單元”有機地連接成一個資產運營過程,實現連續的循環過程,從而為經濟主體創造價值。
同時,本文還用如下的矩陣及運算表示出上述四類資產的16種轉換。若用A、B、C、D分別代表現金資產、信貸資產、證券資產、實體資產,則可以用如下的字母組合來表示這16種資產運營方式,例如AA就表示現金資產現金化。
因此,在一定的約束條件下,若用
分別表示A、B、C、D四類資產運營的利潤函數,則微觀主體的資產運營目標函數就可以
簡單表示為最大化總利潤:
二、四類資產市場的失衡與開放經濟條件下的貨幣危機
貨幣危機就是經濟金融的嚴重失衡,它的對立面就是經濟金融的合理均衡,因而可以用資產運營一般模式和一般均衡理論來分析它。
假設一個小的開放經濟體是完全競爭的,資本可以在國際間自由流動,并且在初始的約束條件下呈現動態均衡的狀態。那么,在微觀上,它就表現為個人或企業通過資產運營過程的連續循環實現自身利潤最大化,并按照等量資本獲取等量利潤的原則實現正常的資產運營過程;在宏觀上,它就表現為現金資產市場、信貸資產市場、證券資產市場和實體資產市場及其子市場的動態均衡,國民經濟就處于理論上的穩態增長路徑。
如果外部主客觀因素使得某一約束條件突然變化,比如政策條件或市場預期等發生轉變,那么這種沖擊就可能引起力量分布的不均衡,使得原有的均衡狀態發生某些結構性變化。并且,由于現代經濟的特征在于價值運動引導使用價值運動,金融資產市場比實體資產市場反應更快、流動性更強。因此,現金資產市場常常會先出現失衡,進而通過資產運營將失衡傳遞到其它三類資產市場上,最終導致本幣的對內通脹和對外貶值。
(一)現金資產市場的失衡
在國民資產負債表中,現金資產包括貨幣黃金和特別提款權、通貨和存款、保險專門準備金。現金資產市場失衡通常表現為與現金資產有關的資產轉換市場中的供求均衡被打破,包括現金資產現金化、現金資產信貸化、現金資產證券化和現金資產實體化這四種轉化,因而現金資產市場就可相應細分出四個子市場。
由于本位貨幣的法定支付功能以及現金資產的相對同質性等特征,這四類資產轉化又通常現金資產現金化開始。現金資產現金化是指將一種現金資產轉換為另一種現金資產,從經濟體的層面上來說,主要表現為外匯交易,其次是互換交易(Swap),其中前者占有絕大比重。因此,現金資產現金化市場的失衡主要表現為外匯市場失衡,在外匯供求上,經常項目中貿易順差的持續增長和資本項目套利資金持續凈流入使得外幣供給持續大幅度增長,因而對于本幣的需求也相應大幅度上升,而對本幣持續的超額需求使得本幣面臨持續的升值壓力。在固定匯率制度下,它迫使官方匯率和市場匯率長期走勢間的差異持續擴大;在浮動匯率制度下,它則會使得該經濟體出現本幣長期升值。
因為現金是不生息的,作為外幣現金資產的國際游資在轉化為本幣現金資產后,不可能以本幣現金的形式保存,而必然轉化為其它資產形式。它們或者以銀行存款的形式通過銀行的資金運用轉化為銀行的信貸資產實現增殖,或者通過證券市場轉化為證券資產實現投資增殖,也可能通過直接投資的渠道轉化為實體資產進入實際再生產過程實現增殖。此外,由于貿易順差而產生的本幣投放也不可能僅僅獲得銀行存款利息,其中大部分還是可能會轉化為實體資產、應收賬款等,以獲得進一步的價值增殖。因此,本幣升值和資金在不同資產市場之間的流動必然會引起資產價值形式的轉化,改變原有市場格局和利益分配,從而打破其它資產市場原有的均衡狀態被打破。
(二)證券資產市場的失衡
國際游資通過現金資產現金化之后轉化為本幣現金資產,然后投資于該經濟體內的證券市場,使得證券資產需求持續大幅度增加而供給相對不變,證券資產價格持續高漲,主要表現為股指的一路高漲。另一方面,在巨額外匯儲備形成過程中,中央銀行被迫投放大量本幣,這些貨幣也可能由企業或銀行最終投入到證券資產中以追求價值增值,進一步推高對證券資產的需求。
具體來說,我們可以把證券資產分為原生證券資產和證券衍生資產兩大類,而兩個細分市場的失衡在一定程度上又具有自循環機制。本幣資金持續大量投入到原生證券資產市場,而實體經濟既定的制度背景和再生產環節決定了原生證券資產供給的增加相對比較穩定,故原生證券資產價格便會出現持續上漲。同時,由于原生證券資產是證券衍生資產的基礎,原生證券資產量價齊升就必然引起相應的證券衍生資產市場的迅速膨脹。
兩類證券資產的量價齊升顯然有助于提高人們對經濟信心,并通過心理預期作用影響人們對原生證券資產收益預期和風險升水的主觀判斷。這兩者是影響原生證券資產價格的關鍵因素,因為原生證券資產基本價格=實體資產預期收益/(貼現率+風險升水-收益增加率),而實體資產預期收益和風險升水又以實體資產一定的事態變化發生率為依據,原生證券資產的市場價格則受制于交易者對預期收益和風險升水的主觀判斷。如果投資者主觀判斷的證券資產預期收益率遠高于由實體資產收益率,相應的風險升水又遠低于實體資產所決定的水平,那么原生證券資產市場價格便將遠遠高于其基本價格,市場價格高于基本價格的部分即為資產泡沫。盡管原生證券資產的基本價格是由實體經濟決定的,而且從理論上說,托賓Q(=原生證券資產市場價格/原生證券資產基本價格)可以用于衡量其泡沫性的程度,但在實踐中原生證券資產的基本價格很難確定,故其泡沫性程度只能通過原生證券資產價格增長率與實體資產收益增長率的差異程度來判斷。這種差距很大時就意味著原生證券資產市場出現了嚴重失衡。
然而,在實體資產收益率增長相對穩定的前提下,依賴主觀預期支撐起來的原生證券資產超高價格顯然僅僅是資金推動型上漲的結果,屬于一種典型的介穩系統,即具有耗散結構的自組織弱混沌系統,這種相對穩定的介穩系統必須依靠與外界進行資金交換才能得以維持,但又很容易被外界的微小擾動所破壞。這正如在沙堆壘集的過程中,偶爾會有一顆沙粒引起一個小的崩塌,隨著沙堆越來越高,崩塌也越來越大。臨界狀態時,幾粒沙子的運動就將引起大的滑坡(災變)。某些特定市場信息,比如政治、經濟、軍事、地震或其它偶發性事件等,都可能引起投資者主觀預期的突然逆轉,證券市場急劇跳水和巨額贖回開放式基金,證券資產現金化就是國際游資大量撤資的過程,這種不規則的資金流動通過聯動效應、操縱、螞蟻撬動堤壩和逆向效應等常?？赡芤鹪摻洕w內部、整個地區甚至全球性證券資產市場的崩盤和全面的經濟金融危機,并最終表現為貨幣危機。
(三)信貸資產市場的失衡
信貸資產主要表現為商業銀行貸款和企業的應收賬款,前者為銀行信用,后者為商業信用。由前可知,持續的貿易順差和國際游資的流入引起外匯占款大量增加使得中央銀行的貨幣政策日益被動,本幣現金資產的大量增長相當于中央銀行向社會投放相應的基礎貨幣,也必然相應增加商業銀行的派生存款,由此引起商業銀行信貸資產的大量增加,而在企業信貸資產需求相對穩定的前提下,就會引起信貸資產市場的失衡,引起企業盲目投資和信貸資產質量下降,使經濟結構出現畸形化。另一方面,出口企業換匯的大量增加也使得它們因自有資金更為充裕,而降低賒銷條件、增加應收賬款,成果導致企業之間“三角債”的大量增加,此即為商業信用的盲目擴張。而在一定的條件下,企業三角債與商業銀行不良資產的雜織常常容易引起商業銀行的擠兌危機、信貸危機甚至倒閉破產,由于商業銀行內在的脆弱性和易傳染性,進而可能很快演變為全局性的金融危機和經濟危機,并最終導致貨幣危機的爆發。
(四)實體資產市場的失衡
金融資產運營雖然能提高經濟效率但削弱了國民資產負債表的穩定性,加大了經濟體遭受金融風險的概率。而實體資產的穩健運營才是經濟長期增長的源泉與核心。相對過剩的現金資產引起實體資產市場失衡的機制主要包括:一是由于利率的持續過低弱化了其資源優化配置功能;二是推動了樓市、土地、黃金、古玩、大宗原材料等稀缺性實體資產價格的持續上漲;三是通過FDI轉化為實體資產造成了盲目重復投資。
首先,本幣現金資產的相對過剩引起貨幣市場上供給相對過多,從而使得市場利率持續偏低甚至掉入了流動性陷阱,而利率作為最重要的資金價格難以發揮其優化資源配置的功能,這勢必引起整個經濟體效率持續降低;其次,大宗產品和原材料等實體資產價格的上漲和預期利率的上升,將加大內向型企業的生產成本,降低其盈利能力,而本幣升值又會降低外向型企業的出口價格,因而企業的盈利能力和出口競爭力也相應降低;第三,FDI過多流入也可能扭曲實體經濟結構,加大了對外資和外債依賴,使得出口依存度過高,,弱化了本國經濟增長的基礎。
因此,實體資產市場長期失衡的結果就是降低了實體資產的收益率,最終損害的還是國內外直接投資者。實體資產收益率持續偏低的后果有三點:一是國外直接投資會逐漸退出,導致經濟長期衰退;二是使得銀行信貸資產不良率升高,企業三角債積弊難還,信貸資產市場嚴重失衡;三是實體資產收益率持續偏低,但以此為基礎的證券資產收益率卻相對過高,其差異主要由二級市場的價差彌補,由于要維持持續的價差就必須有持續的資金投入,一旦投資者預期發生逆轉撤走資金,勢必引起證券資產市場危機。比如,次貸危機的過程就是由于美國新房銷售率下降較多,銀行信貸收縮,收益大跌的預期引起房地產美股大跌,各國金融機構也因為持有大量次級債券而遭受損失。當然,其它兩種情況也可能引起金融危機,甚至多種情況是共同發生和交叉傳染,引起了全局性的危機。
三、貨幣危機預警指標體系的構建
通過資產運營一般模式分析可知,四類資產市場的運作不但事關微觀層面而且更與宏觀層面直接聯系,因而要建立貨幣危機的預警機制就必須從四類資產市場運作的有關指標體系入手。
從現金資產市場來說,其對內市場主要指貨幣市場、對外市場主要指外匯市場,因而實際利率和實際匯率及其增長率毫無疑問應當成為首要的監控指標,其次就是國內外利差,影響匯率及貨幣供應的外匯儲備也應當成為重點監控指標,第四就是M1和M2的超額指標,第五就是M2與外匯儲備之比。
從信貸資產市場來說,商業銀行存款總量、存貸比、國內信貸與GDP之比也是需要重點控制的指標,還有商業銀行的資本充足率和不良資產率也應該被考慮。因為商業銀行自身具有內在的脆弱性和獨特的傳染性,其負債直接影響派生存款進而影響貨幣總量,同時商業銀行資產是否安全更是事關其盈利狀況和自身的存亡大事。此外,國內儲蓄率、國家外債余額/GDP、財政赤字/GDP也都是與信貸市場有關重要的預警指標。
從證券資產市場來說,股價指數通過加權形成,從總體上反應了整個市場的漲跌情況,也是危機預警的重要指標。此外,股市的平均市盈率、融資增長率、總市值及其增長率也應當為當局重點關注的指標。
從實體資產市場來說,GDP及其增長率、總產出、進口總量、出口總量、外商直接投資以及貿易順差及其增長都應該是貨幣危機預警的重要先行指標。此外,國內外相對通貨膨脹率、失業率等也應該包括在內。
需要指出的是,由于本文研究深度有限,貨幣危機的機理和預警指標體系的構建尚待進一步完善,預警機制和預警指標閾值和權重也需要進一步量化。而且,我們并未真正從國家效用函數角度出發以數理和也來以計量的方法進行模型化。這些都是以后值得重點深入研究的方向。
作者簡介:
貨幣危機范文第3篇
關鍵詞：貨幣危機；預警理論；模型
貨幣危機泛指匯率的變動幅度超出了一國可承受的范圍這一現象，或者是“對貨幣的投機性進攻導致貨幣大幅度貶值或國際儲備大幅度下降的狀態”。貨幣危機預警是與投機性貨幣沖擊理論的發展密切相關的。貨幣危機預警的主要目的是提早識別危機發生的信號，以便該國能夠及時采取適當的措施，減少危機發生的概率，乃至避免危機的發生，或者減少危機發生的強度和烈度。關于貨幣危機預警理論的研究始于對20世紀六七十年代拉美貨幣危機的研究，隨著金融自由化、國際化進程的不斷加速，貨幣危機的發生頻率及造成的危害隨之增加，1992～1993年歐洲貨幣體系危機、1997～1998年亞洲貨幣危機與金融危機爆發進一步刺激了經濟學界對貨幣危機預警理論的研究。本文將對貨幣危機的主要預警模型進行梳理和歸納。
一、信號分析模型
信號分析模型(KLR)是Kaminsky、Lizondo和Reinhart于1998年首先提出的。它以經濟周期轉折的信號理論為基礎，其核心思想是通過研究貨幣危機發生的原因，確定哪些經濟變量可以用于貨幣危機的預測，然后運用歷史上的數據進行統計分析，來確定與貨幣危機有顯著聯系的變量，以此作為貨幣危機發生的先行指標。信號分析模型分四步進行：(1)確定貨幣危機的原因和危機預警時段；(2)運用歷史上的數據進行統計分析，確定與貨幣危機有顯著關系的變量，進而確定先行變量；(3)按照噪聲一信號比的最小化規則，確定閾值；(4)一旦經濟中相應指標變動超過閾值，則將之視為貨幣危機即將在24個月內發生的信號。由于KLR模型中各個變量的分析是單獨進行的，所以它在本質上是一個單變量模型。
為了克服KLR模型的單變量屬性，Kaminsky(1999)進一步對發生貨幣危機信號的指標進行綜合考慮，它提出了4個預測危機的復合指標，1個復合指標是對各預警指標發出信號數的簡單加總，另外3個復合指標則分別考慮了指標分布不均衡、指標時間延續性以及指標不同權重。通過對預測指標的擴展，KLR模型已經能夠較好地處理預警結果輸出的單一化問題，并利用多個復合指標可以更好地發送預警信息，極大地改善了預警效果。
Kaminsky(2003)又進一步提出了多狀態KLP模型。他將貨幣危機分為6種，即經常賬戶惡化型危機、財政赤字型危機、金融過剩型危機、國家外債型危機、國際資本流動突然逆轉型危機和自我實現型危機。研究發現，新興市場國家的貨幣危機通常屬于前4種，其發生與受害國經濟的脆弱性有關；發達國家的貨幣危機通常屬于后兩種，經濟基本面通常良好，多由不利的國際市場形勢所致。這樣一來，KLR模型可以在對貨幣危機預警的同時，進一步將貨幣危機的損失與其類型聯系在一起，厘清對貨幣危機深度的認識。
信號分析模型經過不斷修正完善，已經成為使用最廣泛的貨幣危機預警模型，它可以根據多個變量發出的信號估計危機發生的概率，同時有效提供關于危機根源和廣度的信息，但該模型也存在一些明顯不足：(1)主要以宏觀經濟環境為背景，沒有考慮到政治性事件及一些外生事件對貨幣危機爆發時間選擇的影響；(2)KLR模型的隱含假設是在解釋自變量和因變量之間存在一個特定的函數關系，即階躍函數關系，這一界定使得模型無法對一個變量是剛剛超過閾值，還是大幅超過閾值進行區分，因而使得變量提供的信息未能充分利用；(3)模型指標大多集中在外匯儲備、信貸增長與實際匯率等方面，仍避免不了傾向性；(4)雖然通過加權平均解決了預警指標的單一化問題，但由于各變量之間的相互關系仍未納入考慮，因此，這種匯總是表面的。
二、離散選擇模型
針對信號分析模型的上述缺陷，有學者提出了離散選擇模型，它最重要的突破在于通過納入新的解釋變量來擴展模型，進而同時考慮所有相關變量。其代表性的研究成果包括以下幾種：
Frankel和Rose(1997)構建的貨幣危機發生可能性的面板Probit模型。其研究思路是通過對一系列前述指標的樣本數據進行極大對數似然估計，以確定各個引發因素的參數值，從而根據估計出來的參數，建立用于外推估計某個國家在未來某一年發生貨幣危機可能性的大小。該模型研究發現，金融事件是離散且有限的，貨幣危機的發生則是由多種因素引發的，譬如在FDI流入枯竭、外匯儲備較少、國內信貸增長迅速、實際匯率高估的時期等，貨幣危機發生的概率較大。此后，Andrew Berv和Catherine Pattilo(1998)對1997年泰國貨幣危機及墨西哥、阿根廷發生貨幣危機的概率進行預測，但準確度并不高。
BussiOre和Fratzscher(2002)認為二元Probit模型混同了危機前的誘發期和危機后的恢復期，而實際上在這兩個時期危機預警指標的表現具有很大差異，他們將外匯變動分為三種狀態或時期，即貨幣危機平靜期、誘發期和恢復期，并在此基礎上提出使用三元應變量Logit模型進行危機預測。該模型對32個國家1993年12月至2001年9月的月度數據驗證，預測效果還比較理想，在樣本內可正確預測73％的誘發期和85％的平靜期，在樣本外預測亞洲金融危機時，可以正確預測57％的誘發期和83％的平靜期。此后，Kumar等(2003)提出了基于滯后宏觀經濟和金融數據的Logit模型，該模型使用32個發展中國家1985，1999年數據，主要分析了利率調整引起并未預期到的貨幣貶值，以及總貨幣貶值水平超過以往水平的情形。該模型的實證結果表明，外匯儲備和出口的下降以及真實經濟的虛弱是導致危機發生的最重要解釋變量。
應該說，離散選擇模型出現了從二元離散選擇模型拓展到多元離散選擇模型的方向，且模型的預測值較好解釋了危機發生的概率，但也存在一些不足之處，主要表現為：(1)模型中存在將連續變量轉換為二元或多元離散變量后信息的損失，而且沒有確立一個根據預警危機和避免噪聲的能力對變量進行排序的標準；(2)不同指標對于不同國家的重要性不盡相同，所以假設參數恒常的面板模型在貨幣危機的預警方面通常表現很差(Abiad，2003)；(3)由于自變量存在多重共線的可能，這直接限制了更多變量的采用，最終影響對危機預測的準確性。 。
三、馬爾可夫狀態轉移模型
馬爾可夫狀態轉移模型(Markov—switchingModel)是體制轉換模型中最常見的形式。它將結構性的變化視作一種機制向另一種機制的轉換，譬如金融運行特征發生的顯著變化，包括大幅起落或中斷，匯率急劇下降、經濟增長趨勢逆轉等，進而將結構變化內生化進行估計。
Martinez-Peria(2002)提出了一個帶有動態轉換概率的狀態轉換模型，該模型采用兩種形式：一是匯率轉換模型，假設匯率是一個AR(4)過程；二是向量自回歸模型，假設內生變量有3個，即匯率、利率和外匯儲備，均服從一階Var過程。在此基礎上，他直接對投機供給建模，同時加入預期因素，對1979-1993年歐洲貨幣體系的貨幣投機性沖擊進行研究，研究表明，沒有考慮變量狀態轉換性質的模型可能存在設定偏誤問題，經濟基本面和預期因素共同決定了危機發生的概率。
轉貼于
Abiad(2003)也將體制轉換模型用于預測貨幣危機，他首先拓展了預警指標，即宏觀經濟指標、資本流動指標和金融脆弱性指標三類，而后采用單參數檢驗顯著的預警指標分別對1972～1999年印度尼西亞、韓國、馬來西亞、菲律賓和泰國等5國是否發生貨幣危機進行了預警。研究表明，體制轉換模型預測貨幣危機的準確性比已有的預警方法更高，同時發出的錯誤信號更少。在Abiad研究的基礎上，張偉(2004)進一步驗證了Abiad的結論，他通過擴大研究范圍、改變樣本區間、選擇不同的預警自變量，更為全面客觀地評價體制轉換模型在建立貨幣危機預警系統方面的效果，總體而言，該模型的預警能力較強，時效性也較強。
應該說Maikov-switching模型通過估計過程中將結構變化內生化，充分利用因變量本身的動態信息，有效避免與閾值設置相關的各類問題，以及由此帶來的把連續變量轉換為離散變量所造成的信息損失。但該模型的一個重要問題是，制度因素在發展中國家貨幣危機預警的形成中扮演了重要角色，要引入制度變量，及將時間序列模型擴展為組合模型，這都需要根據具體的國家和數據頻率進行相應的調整，增加了研究的復雜性。
四、人工神經網絡模型
人工神經網絡模型(Artificial Neural Network-ANN)，是一種基于連接學說構造的通信生物模型，它在一定程度上保存了人腦的思維特征，通過合理的樣本訓練、學習專家的經驗、模擬專家的行為，并通過引入非線性轉換函數來求解各種復雜的非線性問題，從而使它具有很強的模式識別能力和高速信息處理的能力。近年來，ANN在貨幣危機預警的應用程度不斷提高，極大促進了預警建模和估計動態系統的發展。
Fratzscher(2002)提出一個多層感知器ANN模型，以克服困擾貨幣危機預警模型的數據開采和樣本外預警效果差的問題。他對1990～2000年歐洲5個主要發達國家進行了預測，模型的網絡輸入采用時間序列數據和技術指標，而且在預測前，他應用R/S分析方法對上述幾個貨幣市場的有效性進行了分析。研究表明多層感知器ANN模型的預測結果優于其他模型，多層感知器ANN模型70％的方向預測準確率大大超過了KLR模型50％的準確率。
Click等人(2005)提出了一個應用廣義回歸神經網絡(GRNN)進行貨幣危機預警的模型。他們利用1998～1999年的日度數據以測度市場情緒，變量包括匯率(以美元度量)、股票價格指數、銀行間利率、儲蓄利率，其結果在預測精度上和統計性質上優于其他模型，尤其是作為比較基準的隨機游動模型。
Lin等(2006)進一步引入了模糊邏輯的推理功能，提出了數據導向的神經模糊模型(NFM)來對貨幣危機進行預警。NFM的理論基礎是，一個經濟體在貨幣危機爆發前后的表現有明顯差異，且這種反常行為具有再發性。該文在Kaminsky and Reinhart(1999)的基礎上，使用了1970～1998年20個國家的數據，研究表明，與Probit模型相比，NFM不但具有更好的樣本外預警能力，該模型還提供了變量之間相互關系的信息。
但是，用神經網絡組合模型進行貨幣危機預警也存在一些難以解決的問題。首先是神經網絡自身的優化問題。如隱藏層數及隱藏層結點數的確定、激活函數的確定、局部最優等。神經網絡的結構直接影響著預測效果。此外，神經網絡可以根據殘差最小的原則不斷地調整參數來改變預測效果，但是它不能改變輸入數據，而貨幣等金融數據往往是波動的。存在噪音的。因此，如何對數據進行除噪，優化神經網絡的輸入數據是另一個值得研究的問題。
五、其他預警模型
對貨幣危機使用的其他預警模型還有：
1 DCSD模型。DCSD預警系統是由Andrew和Pattillo(1999)在FR回歸預警模型與KLR信號預警模型的基礎上開發而成。該模型通過實證分析發現，絕大多數指標與危機發生概率之間存在線性關系，這一線性關系在臨界值處有一個跳動，隨后將繼續以更大的傾斜度線性相關。因此，它采用一般到特殊的方法來簡化分段線性模型的形式，直至得出最終最簡化的模型形式。具體而言，就是先按顯著性遞增的次序對所有的預測變量(解釋變量)進行排序，通常用每個預測解釋變量所對應三項的顯著性的檢驗統計量來進行排序，將顯著性不強的變量從模型中去除，最終可獲得最簡化的模型形式。
2 費舍爾判別分析(FDA)模型。FDA模型是一種單模態分析方法。它借助方差分析的思想，選擇一個最優的投影向量w，同時使得在投影空間中的類與類之間的差異盡可能的大，確保投影到一維空間上的樣本具有較好的可分離性。Bardos(1998)指出，FDA的優勢在于其穩健性、易解釋性，技術上簡單，容易維持。Burkart和Coudert(2002)認為，已有預警模型繁多的一個主要原因是無法區別類似的變量，也無法決定其各自的權重。有鑒于此，作者利用15個新興國家1980～1998年間的季度數據，構建了FDA預警模型。但結果顯示，FDA與Logit和Iprobit模型的結果無顯著差別，盡管受到多重共線性的困擾，后者的預警功能還是要I：gFDA更強。
3 Duration模型。Tudela(2004)考察了20個OECD(經合組織)國家在1970～1997年間的貨幣危機。文章通過引入釘住匯率的連續維持期及其久期，分析了貨幣危機的時間依賴問題，結果顯示，維持期與貨幣危機的發生存在顯著的負相關。這表明，匯率調整的政治成本是隨著釘住匯率維持期的長短而變化的，旨在保護匯率的穩定政策的可信度的提高會減少放棄釘住的概率。
4 極值理論中的POT模型。極值理論是一門用來分析和預測異常現象或者小概率事件風險的模型技術，其最重要的意義在于評估極端事件的風險。近年發展起來的Porrg型(Peaks Over Threshold)是對觀察值中所有超過某一較大閾值的數據建模，由于POT模型有效地使用了有限的極端觀察值，因此通常被認為在實踐中是最有用的。Schardax(2002)把極值理論用于貨幣危機預警當中，通過對1998年俄羅斯金融危機前后東歐8個國家的數據進行實證分析，從模擬結果可以看出POT模型對貨幣危機有良好的適用性，樣本內的解釋力能達到70.81％，并且它對樣本外的預測能力也非常高。但是，極值理論應用于貨幣危機預警尚處于探索階段，目前數據的不足也是這種方法運用的一個制約因素。盡管可以通過模擬方法來解決數據不足的問題，但成本相對較高。
六、結論及建議
縱觀20世紀90年代以來人們對貨幣危機預警的研究，不難發現具有以下鮮明特點：
1 偏重研究模型的改進，對有關風險預警的定性研究不夠深入?，F有研究更偏重數據模型的使用，但考慮到具體國別不同，特別是政治制度、經濟環境、開放程度和金融體制等的不同，因此還需要根據具體實際選擇模型，特別是還應該注重專家的綜合評估意見及審慎分析，來加強預警指標體系建立的研究工作。
2 風險預警仍然局限在宏觀和行業層面，目的是幫助潛在的受害國能夠及時采取措施，避免危機的全面爆發，鮮有關注企業遭受貨幣及外匯風險預警要求的研究。
貨幣危機范文第4篇
收稿日期：2007-09-19
作者簡介：沈悅(1961-)，女，陜西人，經濟學博士，西安交通大學博士生導師;
閔亮(1981-)，女，湖北人，西安交通大學經濟與金融學院博士研究生，浙江財經學院會計學院助教。
摘要：本文采用了極值理論對亞洲和拉美國家的貨幣危機期進行了重新界定和識別。通過極值理論和傳統識別方法的對比，發現極值理論對于閾值的選取更具科學性，同時其識別出的危機期無論在判別數量上還是捕捉危機的能力方面都得到了明顯的提高。
關鍵詞：貨幣危機;外匯市場壓力指數;極值理論
中圖分類號：F830．92 文獻標識碼：A文章編號：1006-1428(2007)12-0069-04
一､貨幣危機識別的文獻綜述
對于貨幣危機界定和識別的最簡單的方法就是將名義匯率的巨大變動直接界定為危機，其中最有代表性的就是Frankel &&Rose(1996)，他們將匯率貶值超過25%界定為貨幣危機。但這種界定方法存在兩個比較嚴重的問題：1､對于高通貨膨脹率國家在正常情況下貨幣都會貶值10%以上，所以對于這些國家，名義匯率貶值25%不能算作很大的波動，所以也不能界定為危機。針對該問題的改進方法就是用通貨膨脹率對名義匯率進行調整，將名義匯率折算成為真實匯率。Goldfajn && Valdes(1998)就將貨幣危機界定為真實匯率的波動超過1．96個標準差。2､Frankel && Rose等人也發現單一的匯率變動不能完全識別貨幣危機。對于預警系統，貨幣危機是個更為廣泛的概念：某些時候投機成功，那么該國貨幣將會大幅貶值;但是更多時候政府采用得當的措施來阻止投機者。如果政府成功地阻止投機者，則該國的貨幣匯率變動不大，但是國際儲備大量損失，國內利率上升甚至恢復資本管制。這樣用復合指標――外匯市場壓力指數(EMP)來衡量國際外匯市場的投機壓力，并將較大外匯市場壓力界定為貨幣危機就更為合理。外匯市場壓力指數最初由Girton && Roper(1977)提出，他們用國際儲備的收益或損失和匯率的平均變動兩個指標，復合成外匯市場壓力指數，并以加拿大為例進行檢驗。Eichengreen，Rose && Wyposz(1996)對Girton && Roper的外匯市場壓力指數進行了改進，加入了第三個指標――利率變化。一般來說，利率可以影響資本流動和調解投機活動，他們對整個危機期間相關利率變動進行捕捉，證明了利率能夠為貨幣投機壓力提供有用信息。以真實匯率變動､外匯儲備變動和利率變動組成的外匯市場壓力指數來界定和識別危機的方法被Eichengreen，Rose和Wyplosz(1995);Sachs，Tomell和Velasco(1996);Kaminsky，Lizondo和Reinhart(1998)等采用，并成為應用廣泛的貨幣危機識別方法。
在貨幣危機預警模型中，如果外匯市場壓力指標超出某個閾值，則界定為貨幣危機發生;不超過則界定為平穩期。Frankel & Rose (1996)認為，當匯率貶值超過25%以上界定為貨幣危機。Kaminsky，Lizondo & Reinhart(1998)則認為，外匯市場壓力指數的波動超過三個標準差應確認為危機。Eichengreen(1995)，Bussiere(2002)則將兩個標準差作為識別貨幣危機的臨界值。Roy & Tudela(2000)在預警模型中認為，當外匯市場壓力指數下跌大于5%且至少是上期跌幅兩倍時危機發生。Alberb & Tenengauzer(1998)則在修改的EMP基礎上，利用非線性SETHAR模型給出了具有國家特異性的臨界值，并以此識別危機。
綜上所述，外匯市場壓力指標通過前人的不斷完善，已經形成了由匯率變動､外匯儲備變動和利率變動三個指標組成的合成指標，通過以往數據的實證檢驗，其較其他方式能更有效地提前識別貨幣危機。上述文獻都是基于外匯市場壓力指數近似服從正態分布前提假設，大量實證研究表明，金融時間序列的實際分布并簡單的正態分布，而是“尖峰厚尾”分布，而作為測量匯率風險，界定貨幣危機的重要金融指標――外匯市場壓力指數的時間序列到底是近似服從正態分布，還是實際分布呈現出其他分布特征。該指標的實際分布特征將直接影響我們對貨幣危機的界定與識別，下面就對外匯市場壓力指數的統計分布特征做檢驗。
二､ 外匯市場壓力指數是否近似服從正態分布
1．樣本選取和數據來源。
本文選取了和中國同屬于轉型國家的亞洲和拉丁美洲的17個國家和地區為樣本，樣本的時間跨度從1993年1月到2005年12月共13年度的158個月度指標，少數國家由于數據不全，僅選取了有效的時間序列。選取的指標包括匯率､外匯儲備和利率。其中匯率是將本幣對美元的名義匯率通過消費價格指數調整為真實匯率，外匯儲備為扣除了黃金的外匯儲備，利率則是貨幣市場利率，但是由于中國等少數亞洲國家貨幣市場利率開放的時間比較晚，本文用一年期存款利率作為了替代指標。所有的數據來源于世界銀行www．worldbank．org，國際貨幣基金組織www．imf．org的官方網站，部分中國數據來源于中國國家統計局www．stats．gov．cn。
2．EMP分布的描述統計及正態分布檢驗。
本文引用了KLR對EMP的賦權方法，計算出了包括中國大陸在內的8個亞洲國家和7個拉美國家從1993年2月到2005年12月每個月度的外匯市場壓力指數(數據的采集是從1993年1月到2005年12月，由于計算各個指標的變動，所以外匯市場壓力指數從1993年2月開始計算)。所使用的軟件為Eviews5．1，分別對各國所計算出來的EMP進行了正態分布的檢驗。
從表1對各國的外匯市場壓力指數分布的描述統計量及正態分布檢驗可以得到：(1)除了墨西哥以外，EMP的分布呈現出明顯的右偏特點，即偏度為負數，說明數據的分布具有較長的左尾;(2)所有EMP的峰度都遠遠大于0，說明EMP的分布要比標準正態分布峰高，綜合考慮偏度和峰度，表示EMP在不同的國家和地區都表現出了明顯的尖峰厚尾的特點;(3)所有的Jarque-Bera統計量都顯著的拒絕了變量為正態分布的原假設。以上統計數據表明，EMP的分布均表現出來較強的非正態尖峰厚尾的統計特性。從EMP的分布來看，前述以正態分布為前提的危機界定方法其界定可能是不準確的。
綜上所述，上面的貨幣危機界定和識別方法在不斷改進，但是仍存在以下幾個方面的缺陷。首先，上面的方法均是在指標近似服從正態分布的前提下進行的，但是經過檢驗發現EMP并不服從正態分布，而且表現出較強的非正態尖峰厚尾的統計特性。其次，盡管各種不同的預警模型從不同的角度，利用了不同的方法對定義危機的變量以及識別危機的臨界值進行了詳細的研究，但是總體說來界定和識別危機的指標和臨界值比較簡單。上面不同方法識別出來的貨幣危機時段并不相同，在主觀確定臨界值的方法中，危機發生的頻率與影響的程度受到了閾值選擇的影響。最后，對于貨幣危機的界定不僅僅是外匯市場成功的投機活動，即表現為匯率大幅貶值，也同時表現為潛在的危機事件，包括外匯儲備的大量損失和(或者)利率的升高。上面各種方法只包括了較少的貨幣危機時段，不能夠全面的界定出潛在的危機。故本文將基于EMP尖峰厚尾的統計特點，運用極值理論對上述的EMP進行尾參數估計，并重新確定適合亞洲地區和拉丁美洲地區的特有閾值，以及對應的各國危機時間段。
三､ 基于極值理論的貨幣危機界定與識別
近年來，極值理論能對具有“尖峰厚尾”特征的金融時間序列做更有效和精確的估計，而開始被應用于金融風險量化分析。該理論不研究序列的整體分布情況，只關心序列的極值分布情況，利用廣義帕累托分布 或者廣義極值分布來逼近風險的尾部分布情況。極值理論的優點在于它沒有假設特定的模型，而是讓數據自己去選擇，只研究極端值的分布情況，它可以在總體分布未知的情況下，依靠樣本數據，得到總體分布中極值的分布特征，具有超越樣本的估計能力。而本文外匯市場壓力指數數據同樣有明顯的肥尾和波動聚類的特性，同時我們關注的也是這些數據的極值部分，而并不是總體的分布。Koedijk et al．(1992); Koedijk et al．(1990);Hols and Vries(1991)建議并采用了極值理論來分析匯率變動的時間序列。一般極限分布的概率分布密度函數可以寫成：
用于估測VaR的極值方法有兩類：BMM模型(block maxima model)與POT(peaks-over-threshold)模型。BMM模型主要對塊極大值(block maxima)建模，POT模型則對觀察值中所有超過某一較大閾值的數據進行建模。本文就是要用POT模型將超過某一閾值的外匯市場壓力指數界定為貨幣危機。極值理論對分布尾部的估計方法主要分兩類：基于廣義帕累托分布的完全參數方法和基于分布尾部的Hill非參數估計。Akgiray et al．(1988)第一次用極值理論的方法估計尾部形狀參數來區分student-t和平穩分布。Akgiray et al．采用的是極大似然估計來估計尾部形狀參數的，但是Koedijk et al．(1992)分析認為非參數Hill估計更有效，MLE常常無效而且會產生比較大的標準誤差，所以本文擬采用Hill估計來對EMP的尾參數進行估計。
KPSS檢驗的原假設為序列平穩，備擇假設為序列不平穩。
從表2的ADF和KPSS兩種方法對外匯市場壓力指數數據進行了帶趨勢和不帶趨勢的平穩性檢驗的結果看來，單位根檢驗的結果都以較高的顯著性水平支持了平穩的假設。
接下來，本文需要決定是對每個國家都單獨估計一個尾參數κ，還是對所有樣本國家一并估計一個尾參數κ。如果估計一個尾參數κ，則有足夠的樣本對κ進行精確估計。其前提假設就是各個國家的EMP數據分布一致。通過對數據的分析表明，不同國家的數據存在差距，如果僅僅估計一個尾參數就會出現對貨幣危機的界定集中在幾個匯率等波動比較大的國家，而其他國家的危機被忽略。綜合上述兩個方面的考慮，本文將分地區進行尾參數估計，即對亞洲國家估計一個尾參數，對于拉美國家估計一個尾參數。這樣每個參數估計有足夠的數據，而且反映了外匯市場壓力指數的地區性。
由此可以看出，正確的估計參數κ乃至正確估計分位數的關鍵在于適當的閾值X(m)的選取，即臨界樣本或者臨界樣本序號，所有大于該數據的樣本用以κ的估計。如前所述，閾值X(m)取值越大，則樣本點就少，偏差就大;而如果閾值X(m)取值較小，就會把分布接近中部的樣本點也看作尾部分分布來處理，造成估計的不準確。所以閾值X(m)的選取非常重要，閾值選取的好壞決定了POT模型擬合外匯市場壓力指數分布的近似程度。Hill未給出X(m)選取的具體方法，實踐中常憑經驗選擇，本文則采用Hill圖法。Hill圖法把形狀參數γ作為臨界樣本序號的函數，并描述在直角坐標系中，超過臨界樣本序號后，兩者之間表現為穩定的函數關系，據此我們可以選擇與形狀參數γ具有穩定函數關系的臨界值序號m，在Hill圖中表現為臨界值之后的形狀參數值平穩。
四､用傳統方法和極值理論對危機期界定的實證結果與比較
本文采用的傳統方法與KLR的方法相同，確定的閾值為均值之上的1．5個標準差，也就是說當外匯市場壓力指數超過這個臨界值時則識別為貨幣危機，即EMPjt>μEMP+1．5×σEMP則界定為貨幣危機，該種方法是諸多界定閾值中最為敏感的一種。由于如果某個國家發生貨幣危機，可能出現連續數月的外匯市場壓力指數超過閾值，所以一旦某個月界定為貨幣危機，則后面連續的5個月出現的貨幣危機都界定為同一危機期，即貨幣危機期之間的間隔為6個月。
從表4中可以看出：兩種方法所界定的危機時段并不相同，但是EVT完全包括了傳統方法所確定的危機時段，而且還包括了許多新的時間點，這為危機預警模型的建立提供了更多的樣本。通過與實際發生的危機歷史對比，通過EVT估計的臨界值確定的結果能夠有效捕捉到亞洲地區近年來發生的重大貨幣危機，特別是1997年的東亞金融危機。同時發現EVT界定危機較傳統方法更為敏感，一般EVT能較傳統方法提前數月識別危機。
參考文獻：
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貨幣危機范文第5篇
論文提要：人們日益認識到,在一國內部和國與國之間強化風險管理機制,包括信息交換、區域經濟監測和政策對話,對于維護一個國家、一個地區乃至全球經濟金融穩定至關重要。而在眾多倡議之中,一個引起政府、多邊組織、投資機構和學術界關注的倡議是早期預警系統。這個系統能夠對正在逼近的金融危機發出信號。早期預警系統模型為系統研究危機事件和相關因素提供了一個有用框架。1997年的亞洲金融危機表明,宏觀經濟政策的不一致性會危害金融體系的安全,而脆弱的金融體系反過來又可以很容易地損害宏觀經濟基礎。隨著全球化和國際資本流動的深入發展,一個經濟體的脆弱性能夠很快溢出并影響到另一個經濟體。明智的政策選擇和制度改革不僅會使本國受益,還會使與其有緊密經濟聯系的鄰國受益。因此,自從危機以來,各國家、地區一級全球層面上對加強經濟金融風險管理的興趣不斷提高。
最初銀行危機的第一個信號經常決定是否會產生更加系統性的銀行危機。然而更重要的是,國家要不斷改進其整體激勵框架,以使私人部門的金融機構及企業有意愿也有能力合理地管理其金融風險。這需要良好的宏觀經濟管理水平,包括適度的匯率管理,并確保實現金融部門和公司部門穩健的所有支柱都到位。國家應該預期到未來的金融危機,并為此做好準備。為了限制金融危機的風險和實際危機的沖擊效應,需要對脆弱性和金融風險進行實時監測。這可以通過運用設計良好的分析和預測框架——早期預警系統經常對金融穩定進行評估來實現。一定的危機應急計劃也很有用,特別是如何應對早期銀行危機的第一個信號的計劃。因為
一、貨幣危機和銀行危機理論:文獻回顧
(一)貨幣危機理論。對于過去30年來發生在拉丁美洲、歐洲和亞洲的貨幣危機和銀行危機的起因,目前已經有了大量的文獻。研究貨幣危機的文獻通常在一開始就介紹有關模型用來解釋一些拉丁美洲國家在20世紀七十年代末所經歷的危機。這些模型把貨幣危機看作是脆弱經濟基礎的結果。第一代模型開始于Krugman(1979)、Flood和Garber(1984)的創造性研究,重點關注廣義的宏觀政策的不一致性,這些宏觀不一致性可能包括過度的國內信貸增長、脆弱的財政狀況和疲軟的經濟表現。這些研究的貢獻不在于指出不一致性會導致貨幣調整,因為這一點我們都能很好的理解,而是在于它預言:當有遠見的市場參與者意識到目前的匯率不能再維持下去的時候,外匯儲備可能會急劇突然流失。
Obstfeld開創了第二代貨幣危機模型。Obstfeld強調在一個國家追求的各種政策目標之間可能存在相互抵消的關系。由于銀行體系崩潰預期,財政出于救助而導致的財政赤字也可能觸發貨幣危機——這種政府不得不救助銀行體系的預期可能會導致債權人抽離資金,從而引起貨幣崩潰并產生危機。這意味著一個國家可能會遭受自我實現式的貨幣危機。也就是說,因為一些時間或行動(例如由一個投機者所發起的時間或行動),這種均衡可能會從固定匯率體制轉換到浮動匯率體制,或從一個固定匯率水平轉換到另外一個貶值了的固定匯率水平。
自從1997年亞洲金融危機以來,貨幣危機的理論研究已經深入了許多。所謂的第三代模型將貨幣危機看作是一國的資金外逃或者金融恐慌。第三代模型更關注對一國債權的結構,因為它會影響金融危機的風險。債權人,特別是那些短期債權人,能夠突然撤回債權,從而導致該國外匯和流動性的急劇短缺,從而觸發貨幣或金融崩潰。
廣而言之,第三代模型已經注意到資產負債表效應對貨幣目標可持續性的重要影響。這方面的文章認為,資產負債表的不匹配會迫使銀行或公司快速產生外匯需求。當很大一部分金融部門或者公司部門都有外匯需求時,匯率就會面臨壓力。但匯率貶值時,會有更多的金融機構或企業為了應對無止境的頭寸需要而尋找外匯,進一步加劇資本流出,引發貨幣危機。
(二)銀行危機理論。銀行業的困境有兩個:一是單個銀行困境;二是系統性銀行困境。有關第一種類型銀行困境的原因,理論上更多地是從微觀角度展開研究。一些主要發達國家使用的實證模型廣泛運用這一理論來預測金融困境。單個銀行困境可以導致系統性銀行困境。Chari和Jagannathan(1988)的模型假定銀行危機是這樣的誤解造成的:沒有信息來源的存款人錯誤地認為,其他提取存款是因為一些有關銀行資產的不利信息而行動的。
危機的另一個傳播機制是通過銀行間存款進行傳導。單個銀行困境的溢出效應通過同業拆借可以影響整個銀行體系。金融機構的規模、銀行間市場和其他金融市場的功能等因素將決定傳染的可能性。從這個意義上說,新型市場中的銀行風險更大。
決定銀行體系困境的重要微觀因素是一國整體制度框架的質量。由于道德風險、信息披露有限、公司治理框架薄弱、存款保險過度或者監管水平低所導致的市場紀律差,是決定信息不對稱的程度、銀行管理的質量以及脆弱性積累的關鍵因素,這些都會引發系統性銀行危機。在系統層面上,宏觀經濟因素——對利率的沖擊、匯率貶值、商品價格的沖擊、經濟增長減速和資本外流——也是危機的重要決定因素。
二、預測金融危機
(一)開發早期預警模型的原因
第一,發生銀行危機和貨幣危機的國家損失慘重——由危機溢出效應而影響的其他國家受損也特別嚴重。自從20世紀七十年代后期以來,已有93個國家發生了100多次系統性銀行危機事件(Caprio和Honohan,2001)。從公共部門解決危機的成本來看,其中約有18次危機(均發生在發展中國家)的成本達到了危機發生國GDP的10%或更多。根據貨幣基金組織1998年的一項研究報告,一國在銀行業危機爆發后需要約3年時間才能使產出恢復到正常趨勢,平均累積產出達GDP的12%。
危機還有“傳染”的特征。即使是在一個相對較小的經濟體中發生的金融行業嚴重問題也會有廣泛的溢出效應。若世界某地發生了貨幣危機,其他國家(經濟體)遭到投機性沖擊的概率上升7%,即使相關國家對其政治經濟基本因素采取了控制措施。
第二,簡單觀察貨幣風險及違約風險的傳統市場指標往往不能獲得多少關于即將發生危機的預警信號。目前的證據表明,在亞洲金融危機的發展過程中,利差和信用評級等指標的表現令人失望。研究表明,3個月期限的離岸證券利差這一指標沒能對印度尼西亞、馬來西亞和菲律賓的困境發出預警。也就是說,這類指標不是平坦就是下降,只是對泰國給出了斷斷續續的信號。
在新興經濟體中,預測單個銀行困境和破產也存在一些問題。最近一項研究分析了一些國家的銀行困境,結果表明,傳統的銀行脆弱性指標,如資本資產比率、凈邊際利潤率、營運成本與資產的比率、流動比率等,在找出有問題銀行方面的作用十分有限。也就是說,傳統的CAMIL類型的比率——資本充足率、資產質量、管理穩健程度、收益、流動性——將不能預測單個銀行是否要陷入困境?？偠灾?僅僅集中精力于一個或者兩個“包治百病式”指標的“廉價做法”不太可能得到一個良好的早期預警系統。若投資于一個綜合的早期預警系統,則更可能獲得成功。
(二)早期預警實驗的一般規則。第一,在金融危機起源中尋找系統性模式意味著不能局限于最近的一次危機(或者一系列危機),而是要研究一個更大的樣本。否則,在重要因素與不太重要因素之間進行區分就可能會有太多解釋,或者所得出的最后結果經不起更多實際經驗的檢驗;第二,要像關注貨幣危機一樣關注銀行危機。關于金融危機先行指標的文獻大都涉及貨幣危機。然而,發展中國家銀行危機的成本比貨幣危機成本更大。銀行危機似乎是引致貨幣危機的一個更重要的原因;第三,盡量使用比較廣泛的早期預警指標集合。因為在新興經濟體中,金融危機的根源很多,因此需要大量指標來反映潛在風險源;第四,采用樣本外檢驗來判斷先行指標的有用性。一個模型的樣本內表現會使人們樂觀地誤以為模型在樣本外也能表現良好。
(三)早期預警實驗中有意義的發現。通過實際數據的運用,Goldstein、Kaminsky和Reinhart(2000)從早期預警模型中獲得了一些實證結果。下面介紹一些有代表性的發現:(1)新興市場中,銀行危機和貨幣危機在爆發前都有征兆,有些現象有重復發生的行為特征;(2)對于新興經濟體而言,利用月度數據對銀行危機進行準確預測的難度要大于貨幣危機。在樣本內,銀行危機的平均噪音信號比貨幣危機的要高;同樣,在樣本外,該模型對貨幣危機的預測表現也比對銀行危機的預測表現要好很多;(3)對于貨幣危機來說最好的月度指標是實際匯率(相對于趨勢)的升值,而對于銀行危機來說最好的月度指標是證券價格的下跌、出口的下降、M2與國際儲備比率的偏高以及經濟衰退;(4)銀行危機和貨幣危機的最優先行指標之間既有很多共同之處也存在很大的區別,因此應單獨考慮這兩種危機;(5)在預測新興經濟體的貨幣危機和銀行危機方面,信用評級變化的表現比經濟基本因素中較好的先行指標的表現要差很多;(6)先行指標的樣本外檢驗結果一直是令人鼓舞的——至少在貨幣危機方面是這樣;(7)國家間危機傳染效應表明,在理解新型市場發生貨幣危機的脆弱性時,要更加關注國家特有的經濟基本因素。
主要參考文獻:
