貨幣危機(jī)預(yù)警理論及實(shí)證比較研究_兼對(duì)中國(guó)的模擬分析及啟示

1、貨幣危機(jī)預(yù)警理論及實(shí)證比較研究兼對(duì)中國(guó)的模擬分析及啟示喬桂明(蘇州大學(xué) 商學(xué)院 ,江蘇 蘇州 215021)摘 要 :隨著我國(guó)匯率制度改革的不斷深入 ,人民幣匯率浮動(dòng)的幅度擴(kuò)大 ,匯率對(duì)經(jīng) 濟(jì)的調(diào)節(jié)功能日益顯現(xiàn) 。這同時(shí)也增大了我國(guó)的貨幣風(fēng)險(xiǎn)。文章在論述東南亞金融危機(jī) 后貨幣危機(jī)理論最新發(fā)展的基礎(chǔ)上 ,從理論和實(shí)證角度比較了五種貨幣危機(jī)預(yù)警模型的 預(yù)警效果 、優(yōu)缺點(diǎn) ,并對(duì)預(yù)警模型在我國(guó)的模擬應(yīng)用作了探討 。關(guān)鍵詞 :貨幣危機(jī) ;預(yù)警模型 ;比較 ;應(yīng)用中圖分類號(hào) : F2241 0 ; F8201 5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 :A 文章編號(hào) :100129952 (2006) 11011510一 、引言

2、當(dāng)前 ,中國(guó)經(jīng)濟(jì)正全面融入世界 ,金融業(yè)也已進(jìn)入全面開放的最后階段。2005 年 7 月 21 日起 ,我國(guó)已實(shí)行以市場(chǎng)供求關(guān)系為基礎(chǔ) ,參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的、 有管理的浮動(dòng)匯率制度 ,匯率對(duì)經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)功能已顯而易見 ,人民幣流通區(qū)域化、 國(guó)際化步伐加快 ,趨勢(shì)明顯 ,這同時(shí)也大大增加了我國(guó)的貨幣風(fēng)險(xiǎn) ,所以研究貨幣 危機(jī)的預(yù)警理論 ,對(duì)穩(wěn)定人民幣匯率和增強(qiáng)貨幣的抗風(fēng)險(xiǎn)能力等都具有重要的理 論及實(shí)踐意義。本文旨在對(duì)東南亞金融危機(jī)后各種貨幣危機(jī)預(yù)警的主流理論作 出梳理和歸納 ,并對(duì)其實(shí)證結(jié)果作出客觀評(píng)價(jià)的基礎(chǔ)上 ,對(duì)我國(guó)的可能情況作了實(shí) 際模擬分析 ,從而為我國(guó)貨幣危機(jī)預(yù)警理論及實(shí)踐提供借鑒

3、。二 、FR 概率模型 :簡(jiǎn)單易行且較成熟但偏差較大(一) F R 模型的建立和基本特征。1997 年 , Fra nkel 和 Ro se 以 100 個(gè)發(fā) 展中國(guó)家在 19711992 年這段時(shí)間發(fā)生的貨幣危機(jī)為樣本 ,以各個(gè)國(guó)家的年 度數(shù)據(jù)為樣本資料 ,建立了可以估計(jì)貨幣危機(jī)發(fā)生可能性的概率模型。F R 模型將貨幣危機(jī)定義為貨幣貶值至少 25 % ,并至少超出上年貶值率的 10 % 。 其研究對(duì)象不包括貨幣當(dāng)局通過賣出外匯儲(chǔ)備或提高利率成功擊退投機(jī)供給 的情況。Fra nkel 和 Ro se 認(rèn)為 ,貨幣危機(jī)有多種因素引發(fā) , 其中選擇的變量 有 : GD P 的增長(zhǎng)率 、國(guó)外的利率、

4、國(guó)內(nèi)信貸增長(zhǎng)率、政府預(yù)算赤字占 GD P 的比收稿日期 :2006207231作者簡(jiǎn)介 :喬桂明( 1956 - ) ,男 ,上海人 ,蘇州大學(xué)商學(xué)院副院長(zhǎng) ,教授。率和經(jīng)濟(jì)開放程度等等 。如果用 Y 表示貨幣危機(jī)這一離散變量 ,用 X 表示貨·117 ·幣危機(jī)的各種引發(fā)因素的向量 ,代表 X 所對(duì)應(yīng)的參數(shù)向量 ,那么就可以用引發(fā)因素 X 的聯(lián)合概率分布來衡量貨幣危機(jī)發(fā)生的概率。用公式表示為 :1 ,貨幣危機(jī)發(fā)生Y =;0 ,貨幣危機(jī)未發(fā)生P| Y = 1| = F ( X , ) ,貨幣危機(jī)發(fā)生P| Y = 0| = 1 - F ( X , ) ,貨幣危機(jī)未發(fā)生(二) F

5、 R 模型的預(yù)警效果及評(píng)價(jià) 。Fra nkel 和 Ro se 運(yùn)用數(shù)據(jù)指標(biāo)對(duì)貨幣 危機(jī)發(fā)生的概率進(jìn)行了最大對(duì)數(shù)似然估算 。結(jié)論是 :當(dāng)產(chǎn)出增長(zhǎng)緩慢 ,國(guó)內(nèi)信 貸增長(zhǎng)較快 ,國(guó)外利率較高 ,外國(guó)直接投資占總債務(wù)的比例較低時(shí) ,貨幣危機(jī) 發(fā)生的概率增加。另外 ,研究結(jié)果說明外匯儲(chǔ)備水平較低和實(shí)際匯率升值對(duì) 預(yù)期危機(jī)有一定的作用。F R 模型的優(yōu)點(diǎn)是 : 因?yàn)槠溲芯克悸肥峭ㄟ^對(duì)一系列前述指標(biāo)的樣本數(shù) 據(jù)進(jìn)行最大對(duì)數(shù)似然估計(jì) ,以確定各個(gè)引發(fā)因素的參數(shù)值。從而根據(jù)估計(jì)出 來的參數(shù)建立用于外推估計(jì)某個(gè)國(guó)家在未來某一年發(fā)生貨幣危機(jī)的可能性的 大小。所以 ,模型構(gòu)建簡(jiǎn)單 ,數(shù)據(jù)取得容易 ,方法較為成熟 ,

6、應(yīng)用較為廣泛。為 了衡量 F R 概率模型對(duì)預(yù)測(cè) 1997 年東南亞貨幣危機(jī)的效果 ,1998 年 A ndrew Ber y 和 Cat he ri ne Pat tilo 對(duì)模型的準(zhǔn)確度進(jìn)行了驗(yàn)證。該模型預(yù)測(cè)泰國(guó)在1997 年發(fā)生貨幣危機(jī)的概率不到 10 % ,而預(yù)測(cè)墨西哥、阿根廷發(fā)生貨幣危機(jī) 的概率分別為 18 %和 8 % ,這與事實(shí)嚴(yán)重不符。這就說明 F R 模型在預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確度方面還存在一定缺陷。缺陷主要有三 :第一“,三重估計(jì)”在客觀上限制了模型的準(zhǔn)確性。在建立模型時(shí) ,存在雙重估計(jì) : 一是必須要估計(jì)多因素 、多 參數(shù)條件下的聯(lián)合概率分布 ,二是必須計(jì)算各參數(shù)的估計(jì)值 。另外 ,

7、在預(yù)測(cè)過 程中 ,還必須估計(jì)某一外推年度的各個(gè)引發(fā)因素的取值。多次的估計(jì)導(dǎo)致了 信息的過度使用 ,增加了偏差 ,降低了準(zhǔn)確性。第二 ,模型沒有考慮國(guó)家之間 的差異性 。一是它在定義貨幣危機(jī)發(fā)生與否的標(biāo)準(zhǔn)上沒有考慮到各個(gè)國(guó)家之 間的差異 。二是它在確定引發(fā)因素、樣本數(shù)據(jù)方面對(duì)各個(gè)國(guó)家一視同仁 ,沒有 區(qū)分。第三 , F R 模型的樣本數(shù)據(jù)采用的是年度數(shù)據(jù) ,數(shù)據(jù)很難達(dá)到“大數(shù)定 律”的要求 ,客觀上限制了 F R 概率模型的實(shí)用性 。三 、STV 橫截面回歸模型 :考慮國(guó)別差異卻條件苛刻指標(biāo)也有失完整(一) S TV 模型的建立與基本特征。該理論模型由 Sachs , To rnell 和 Ve

8、lasco 研究建立。他們選擇了 20 個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家的截面數(shù)據(jù) ,分析了 1994 年末的墨 西哥貨幣危機(jī)在 1995 年對(duì)其他新興市場(chǎng)國(guó)家的影響 ,考察了貨幣危機(jī)發(fā)生的決 定因素 ;將貨幣危機(jī)指數(shù) IND 定義為 1994 年 11 月1995 年 4 月加權(quán)的儲(chǔ)備下 降百分比和匯率貶值百分比的總和。他們認(rèn)為 :實(shí)際匯率、貸款增長(zhǎng)率、國(guó)際儲(chǔ) 備與廣義貨幣供應(yīng)量的比率對(duì)一個(gè)國(guó)家是否發(fā)生貨幣危機(jī)至關(guān)重要。此外 ,他 們還確定了兩個(gè)虛擬變量 :當(dāng)實(shí)際匯率貶值幅度處于低四分位或國(guó)內(nèi)私人信貸增長(zhǎng)率高四分位時(shí) ,第一個(gè)虛擬變量取值為 1 ,其他情況則為 0 ;當(dāng)國(guó)際儲(chǔ)備與廣義貨幣量的比率處于低四分位時(shí)

9、 ,第二個(gè)虛擬變量取值為 1 ,其他情況為 0 。結(jié) 果發(fā)現(xiàn) ,如果一國(guó)的銀行體制比較脆弱 (LB ,用 19901994 年對(duì)私人部門信貸的增長(zhǎng)率來衡量) ,匯率高估( R ER ,用從 19861989 年和 19901994 年實(shí)際匯 率的貶值率來衡量) ,同時(shí) ,外匯儲(chǔ)備水平 (DL R ,用外匯儲(chǔ)備/ M2 來衡量) 較低 , 經(jīng)濟(jì)基本面脆弱(DWF) 就會(huì)遭到更嚴(yán)重的攻擊。其估計(jì)方程為 :IND =1 +2 R ER +3 LB +4 R ER1 DL R +5 LB1 D W F +6 R ERD W F +7 LBD EF其中 :為 7 個(gè)指標(biāo)各自回歸的相關(guān)系數(shù) 。在估計(jì)方程中

10、 ,假設(shè) : ( 1) 實(shí)際 匯率貶值的國(guó)家遭受的危機(jī)較輕 ,但是這只與較低的外匯儲(chǔ)備和脆弱的經(jīng)濟(jì)基本面因素有關(guān) ,所以有 :2 = 0 ,2 +4 = 0 ,2 +4 +6 < 0 。( 2) 貸款膨脹導(dǎo)致危機(jī)的嚴(yán)重性增加 ,但也只是與較低的儲(chǔ)備和脆弱的基本面因素有關(guān) ,因此有 :3 = 0 , 3 +5 = 0 , 3 +5 +7 < 0 。(二) S TV 模型的效果及評(píng)價(jià) 。Sach s 等人在 1998 年再次選用 20 個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家的截面數(shù)據(jù) ,對(duì)模型進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn) ,實(shí)證結(jié)果表明 ,模型對(duì)馬來西 亞和泰國(guó)在 1997 年的預(yù)測(cè)與實(shí)際情況相吻合 ,對(duì)巴西和阿根廷的預(yù)測(cè)

11、與實(shí)際 情況也較為一致 ,然而對(duì)印度尼西亞和韓國(guó)的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度較差 。該模型除具有 FR 模型在指標(biāo)選取和方便使用等方面的相同優(yōu)點(diǎn)外 ,還使 用了橫截面數(shù)據(jù) ,克服了 FR 概率模型沒有考慮國(guó)別差異的不足 ;同時(shí) ,該模型 的指導(dǎo)思想是尋求哪些國(guó)家最有可能發(fā)生貨幣危機(jī) ,而不是分析什么時(shí)候會(huì)發(fā) 生貨幣危機(jī)。當(dāng)然 ,在實(shí)證檢驗(yàn)中也發(fā)現(xiàn)了預(yù)警的許多偏差 ,主要在于 :第一 ,S TV 模型要求找到一系列相似的樣本國(guó)家 ,這在現(xiàn)實(shí)中相當(dāng)困難 ,因?yàn)閲?guó)與國(guó) 之間的差異通常很大。第二 , S TV 橫截面回歸模型考慮因素范圍過于狹窄 ,只 考慮匯率、國(guó)內(nèi)私人貸款、國(guó)際儲(chǔ)備與廣義貨幣供應(yīng)量的比率等指標(biāo)。第三

12、 ,S TV 模型的估計(jì)方程是線性回歸模型 ,過于簡(jiǎn)單 ,而現(xiàn)實(shí)情況往往是非線性的。 第四 ,S TV 模型對(duì)危機(jī)指數(shù)的定義有失偏頗。第五 ,雖然 Sachs 等人的回歸分析 法對(duì)貨幣危機(jī)發(fā)生的決定因素進(jìn)行了有益的分析 ,但是人們關(guān)心的不僅僅是決定危機(jī)發(fā)生與否的因素 ,而是希望能夠預(yù)測(cè)危機(jī)發(fā)生的時(shí)間。四 、KL R 信號(hào)分析法 :準(zhǔn)確性高但指標(biāo)設(shè)計(jì)有傾向性(一) KL R 模型的建立和基本特征。該模型是 Ka mi n sky 、L izo ndo 和 Re2 i nha r t 于 1998 年創(chuàng)立并經(jīng)過 Ka mi n sky (1999) 的完善。其預(yù)測(cè)步驟為 :首先 , 通過研究貨幣危

13、機(jī)發(fā)生的原因來確定哪些變量可以用于貨幣危機(jī)的預(yù)測(cè) ; 其 次 ,運(yùn)用歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析 ,確定與貨幣危機(jī)的發(fā)生有顯著聯(lián)系的變量 , 以此作為貨幣危機(jī)發(fā)生的先行指標(biāo) ,并計(jì)算出該指標(biāo)對(duì)危機(jī)發(fā)生進(jìn)行預(yù)測(cè)的 臨界值。一旦一國(guó)經(jīng)濟(jì)中相對(duì)應(yīng)的指標(biāo)變動(dòng)超過了臨界值 ,那么就可以認(rèn)為在 24 個(gè)月內(nèi)將發(fā)生貨幣危機(jī)。在此基礎(chǔ)上 ,他們采用 19701995 年發(fā)生于15 個(gè)發(fā)展中國(guó)家和 5 個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家的月度數(shù)據(jù)確定貨幣危機(jī)發(fā)生的臨界值。 利用這些先行指標(biāo)與相對(duì)應(yīng)的臨界值建立一個(gè)有效的貨幣危機(jī)預(yù)警體系。一 個(gè)預(yù)警指標(biāo)在一定的歷史時(shí)期內(nèi) ,有一個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù) ,根據(jù)這個(gè)時(shí)間序列數(shù) 據(jù)可以估計(jì)它的累積概率分布 ,

14、臨界值就是某一個(gè)累積概率 ,當(dāng)指標(biāo)取值所對(duì) 應(yīng)的累積概率超過了這個(gè)臨界值 ,就發(fā)出一個(gè)信號(hào)。為了對(duì)發(fā)生貨幣危機(jī)信號(hào)的指標(biāo)進(jìn)行綜合考慮 ,模型在單個(gè)指標(biāo)的基礎(chǔ)上提出了 4 個(gè)預(yù)測(cè)危機(jī)的合 成指標(biāo)。他們還根據(jù)準(zhǔn)確發(fā)出信號(hào)的概率 、信號(hào)出現(xiàn)先于危機(jī)發(fā)生的時(shí)間長(zhǎng) 短、危機(jī)前信號(hào)出現(xiàn)的持續(xù)性等指標(biāo) ,對(duì)危機(jī)預(yù)測(cè)的成效與實(shí)際危機(jī)發(fā)生的序 列等進(jìn)行擬合度檢驗(yàn) ,結(jié)果發(fā)現(xiàn)對(duì)預(yù)測(cè)貨幣危機(jī)表現(xiàn)最好的先行指標(biāo)是 :產(chǎn)出 水平、實(shí)際匯率對(duì)長(zhǎng)期趨勢(shì)的偏離、股票市場(chǎng)價(jià)格 、廣義貨幣與外匯儲(chǔ)備的比率等等。其中第四個(gè)合成指標(biāo)是預(yù)警能力最強(qiáng)的指標(biāo) 。(二) KL R 模型的預(yù)警效果及評(píng)價(jià)。Ka mi n sky 等在 1998

15、 年通過對(duì) 25 份20 世紀(jì) 50 至 90 年代發(fā)生于發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家貨幣危機(jī)的研究成果的 比較 ,得出了主要結(jié)論 :預(yù)測(cè)貨幣危機(jī)的有效指標(biāo)包括出口、實(shí)際匯率對(duì)一般 趨勢(shì)的偏離、廣義貨幣對(duì)外匯儲(chǔ)備的比例、產(chǎn)出和股票價(jià)格 ,而國(guó)內(nèi)外實(shí)際存款利率的差別、借款利率和貸款利率的差別 、進(jìn)口 、銀行存款等指標(biāo)并不具備 有效預(yù)測(cè)的能力。實(shí)證表明 ,用 KL R 模型來預(yù)測(cè)東南亞貨幣危機(jī) ,泰國(guó)發(fā)生危機(jī)的可能性超 過了 40 % ,馬來西亞超過了 30 % ,印度尼西亞為 25 %28 % ,韓國(guó)為 20 %33 %。這表明 KL R 模型比以往的預(yù)警模型的準(zhǔn)確性要高得多。該模型的最大優(yōu)點(diǎn)在于 :能

16、用數(shù)理方法確定與貨幣危機(jī)發(fā)生有顯著關(guān)聯(lián)的變量作為貨幣危機(jī) 發(fā)生的先行指標(biāo) ,并計(jì)算出該指標(biāo)對(duì)危機(jī)發(fā)生進(jìn)行預(yù)測(cè)的臨界值。同時(shí) ,在指標(biāo) 的選擇上比上述其他模型包含了一整套更為廣泛的指標(biāo)。但是 KL R 模型的缺 陷也很明顯 ,由于 FR 模型將外債指標(biāo)作為研究對(duì)象 ,而外匯儲(chǔ)備又不作為指 標(biāo) ,于是導(dǎo)致認(rèn)為外債指標(biāo)作用不佳 ,從而放棄了外債指標(biāo)。而且 KL R 模型 25 個(gè)指標(biāo)中有明顯的傾向性 ,大多集中在外匯儲(chǔ)備、信貸增長(zhǎng)與實(shí)際匯率等方面 , 放棄了外債指標(biāo)有失偏頗 ,所以使該模型的有效性打了折扣。五 、基于合成指標(biāo)的多時(shí)標(biāo)貨幣危機(jī)預(yù)警流程 :能區(qū)分時(shí)間差異但權(quán)重設(shè)計(jì)不佳(一) 多時(shí)標(biāo)貨幣危

17、機(jī)預(yù)警模型的建立和特征 。該模型是馮蕓和吳沖鋒 (2002) 根據(jù)市場(chǎng)形勢(shì)的劇烈變化提出 ,該模型引入了多時(shí)標(biāo) ,并采用擴(kuò)充觀測(cè) 指標(biāo)集的方法將預(yù)警指標(biāo)分為 : (1) 長(zhǎng)期預(yù)警指標(biāo) ,反映金融系統(tǒng)宏觀層面的 狀況 ,其監(jiān)測(cè)周期為一年或一個(gè)季度 ; (2) 中期預(yù)警指標(biāo) ,反映金融系統(tǒng)中觀層 面的狀況 ,其監(jiān)測(cè)周期為一個(gè)月 ; (3) 短期預(yù)警指標(biāo) ,反映金融系統(tǒng)微觀層面的狀況 ,其監(jiān)測(cè)周期為一周甚至是一天 。該預(yù)警流程首先在起始端進(jìn)行長(zhǎng)期預(yù)警 ,若預(yù)警系統(tǒng)未發(fā)出長(zhǎng)期預(yù)警信號(hào) ,則繼續(xù)下一個(gè)長(zhǎng)期預(yù)警周期 ,政府部門不需要做出反應(yīng) ; 若預(yù)警系統(tǒng)發(fā)出 長(zhǎng)期預(yù)警信號(hào) ,政府部門就需要做出長(zhǎng)期調(diào)整。

18、與此同時(shí) ,預(yù)警系統(tǒng)進(jìn)入中期 預(yù)警階段 。進(jìn)入中期預(yù)警階段以后 ,對(duì)中期先行指標(biāo)進(jìn)行監(jiān)測(cè) ,監(jiān)測(cè)周期縮短。如果指標(biāo)沒有超過其臨界值 ,說明經(jīng)濟(jì)中的矛盾并未出現(xiàn)早期癥狀 ,但是仍需要繼 續(xù)關(guān)注 ;如果超過臨界值 ,說明經(jīng)濟(jì)中的矛盾已經(jīng)在中觀層面有所表現(xiàn) ,應(yīng)高 度關(guān)注 ,同時(shí)進(jìn)入短期預(yù)警體系 ,縮短監(jiān)測(cè)的周期并擴(kuò)大監(jiān)測(cè)指標(biāo)范圍。在短期預(yù)警階段 ,不僅監(jiān)測(cè)周期縮短 ,監(jiān)測(cè)的頻率增大 ,同時(shí)將預(yù)警信號(hào) 根據(jù)短期先行指標(biāo)的表現(xiàn)分為正常警戒和危機(jī)兩種。與此同時(shí) ,對(duì)長(zhǎng)期與中期指標(biāo)仍要繼續(xù)監(jiān)測(cè) 。而之所以擴(kuò)大了預(yù)警指標(biāo)的范圍是因?yàn)榻鹑谑袌?chǎng)快速 變化的本質(zhì)特征的要求。(二) 多時(shí)標(biāo)預(yù)警流程模型的預(yù)警效果及評(píng)

19、價(jià)。馮蕓等人將基于合成指標(biāo) 的多時(shí)標(biāo)貨幣危機(jī)預(yù)警流程系統(tǒng)應(yīng)用于 1997 年亞洲貨幣危機(jī)中 5 個(gè)主要受 害國(guó)家 (泰國(guó)、菲律賓 、馬來西亞、韓國(guó)和印度尼西亞) 的實(shí)證分析。對(duì)于長(zhǎng)期預(yù)警指標(biāo)的檢測(cè)結(jié)果 ,泰國(guó)在 1996 年第二季度、1998 年第四季度 ,菲律賓在1996 年第二季度、1997 年第一季度 、1998 年第一季度至第四季度 ,印度尼西 亞在 1996 年第二、三季度 、1997 年第一季度發(fā)出了長(zhǎng)期預(yù)警信號(hào) ,進(jìn)入了中 期預(yù)警流程。中期預(yù)警指標(biāo)的監(jiān)測(cè)結(jié)果是 :亞洲 5 個(gè)國(guó)家在 1997 年 7 月亞洲 貨幣危機(jī)全面爆發(fā)之前都發(fā)出了中期預(yù)警信號(hào) ,并進(jìn)入了短期預(yù)警流程。短期預(yù)

20、警結(jié)果為 :泰國(guó)、菲律賓、馬來西亞、韓國(guó)和印度尼西亞分別在 1997 年 5月 15 日、7 月 11 日、7 月 14 日 、11 月 20 日和 7 月 21 日發(fā)出了危機(jī)信號(hào)。 與前三個(gè)模型相比 ,多時(shí)標(biāo)預(yù)警流程模型的準(zhǔn)確度大大提高 ,該模型是對(duì)KL R 模型的修正 ,在 KL R 模型的基礎(chǔ)上引入了多時(shí)標(biāo) ,注意了不同指標(biāo)在預(yù) 警時(shí)間上的差異 ,增加了時(shí)間因素。但是該模型仍然有自身的缺陷 ,其中最明 顯的不足在于 ,雖然模型加入了時(shí)間因素 ,但是它卻無法區(qū)別每個(gè)指標(biāo)對(duì)危機(jī)的預(yù)警程度大小。在特定情況下 ,不同的指標(biāo)對(duì)貨幣危機(jī)預(yù)警的有效程度是 不一樣的 。但是多時(shí)標(biāo)預(yù)警流程只是在 KL R

21、 模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行了修正 ,指 標(biāo)超過了臨界值就發(fā)出一個(gè)信號(hào) ,但是不同的指標(biāo)對(duì)貨幣危機(jī)的影響是不一 樣的 ,表面上看都發(fā)出了一個(gè)預(yù)警信號(hào) ,但是這無法體現(xiàn)各個(gè)指標(biāo)在貨幣危機(jī) 預(yù)警體系中的權(quán)重。六 、基于滯后宏觀經(jīng)濟(jì)和金融數(shù)據(jù)的 Lo git 模型 :適用性強(qiáng) 、準(zhǔn)確性高 、改進(jìn)方便(一) Lo git 模型的建立和基本特征 。基于滯后宏觀經(jīng)濟(jì)和金融數(shù)據(jù)的·119 ·Lo git 模型由 Kuma r ,Moo r t hy 和 Pe r ra udi n 在 2003 年提出 ,該模型基于利率 調(diào)整引起的匯率貶值構(gòu)建了兩個(gè)投機(jī)沖擊預(yù)測(cè)模型 : 未預(yù)期到的貶值沖擊模 型和總

22、貶值沖擊模型 。如果令 et 為在直接標(biāo)價(jià)法下本幣對(duì)外幣的匯率 ; rt 為t本幣的利率 ; r 3為外幣的利率 ,1 為未預(yù)期到的貨幣的貶值程度 ( 5 % 或310 %) 。則當(dāng) 100 et + - etet1 + rt1 + rt<1 時(shí) ,即投資外國(guó)貨幣或資產(chǎn)的收益大于本幣的貶值率時(shí) ,投資者會(huì)拋售本幣 ,引發(fā)貨幣危機(jī) 。公式左邊表示投資者 減少國(guó)內(nèi)貨幣的持有 , 投資于外幣直到到期日時(shí)所獲得的報(bào)酬。當(dāng) 100et + - et2et + - et<(1 +3 )et - et - 0時(shí) ,投機(jī)性沖擊也會(huì)發(fā)生 ,以至et <,etet - 0引發(fā)貨幣危機(jī)。其中 :2

23、 指本幣的匯率的貶值幅度 , 值為 5 %或 10 % ,3 =100 % 。(二) Lo git 模型的預(yù)警效果及評(píng)價(jià)。Ku ma r 等在 2003 年用該模型對(duì) 32個(gè)發(fā)展中國(guó)家 1985 年 1 月至 1999 年 10 月的危機(jī)進(jìn)行驗(yàn)證 ,在較高的貶值水 平上 ,兩個(gè)沖擊模型發(fā)生的概率均在 1994 年一月份以后 ; 在解釋 20 世紀(jì) 90 年代早期的阿根廷危機(jī)和中期的墨西哥危機(jī) 、1997 年爆發(fā)的亞洲貨幣危機(jī)以 及 1998 年俄羅斯、1999 年巴西貨幣危機(jī)時(shí) ,結(jié)果是令人滿意的 ,并且樣本內(nèi) 預(yù)測(cè)更為穩(wěn)定。實(shí)證結(jié)果也表明 ,樣本外預(yù)測(cè)對(duì)貨幣危機(jī)的發(fā)生同樣具有較 強(qiáng)的解釋力

24、,而且它也進(jìn)一步證實(shí)了早期理論研究中提出的導(dǎo)致貨幣危機(jī)發(fā) 生的主要因素。模型結(jié)果顯示 ,外匯儲(chǔ)備和出口的下降以及真實(shí)經(jīng)濟(jì)的虛弱 是導(dǎo)致危機(jī)發(fā)生的最重要解釋變量。此外 ,貨幣危機(jī)的傳染性在貨幣危機(jī)中 也起了重要作用。Lo git 模型的優(yōu)點(diǎn)是 : (1) 模型考察了對(duì)兩種貨幣危機(jī)定義情況下發(fā)生貨 幣危機(jī)的可能性 ,即利率調(diào)整引起的匯率大幅度貶值和貨幣的貶值幅度超過 了以往的水平的情形 ,而以往的模型只考慮一種情況。(2) 該模型不僅可以在 樣本內(nèi)進(jìn)行預(yù)測(cè) ,還可以對(duì)樣本外的數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測(cè) 。(3) 模型可以對(duì)預(yù)測(cè)的結(jié) 果進(jìn)行比較和檢驗(yàn) ,克服了以往模型只能解釋貨幣危機(jī)的局限。雖然 Lo git 模

25、型能夠在一定程度上克服以往模型事后預(yù)測(cè)事前事件的缺陷 ,綜合了 F R 模型中概率分析法和 KL R 模型中信號(hào)分析法的優(yōu)點(diǎn) ,但是 ,它只是在利率、 匯率等幾個(gè)主要金融資產(chǎn)或經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的基礎(chǔ)上預(yù)警投機(jī)沖擊性貨幣危機(jī) ,與 我們所要求的一般貨幣危機(jī)預(yù)警還有所差異 。所以僅用幾個(gè)指標(biāo)來定義貨幣 危機(jī)從而判斷發(fā)生貨幣危機(jī)的概率就會(huì)存在一定問題 ,外債 、進(jìn)出口、外匯儲(chǔ) 備、不良貸款等因素對(duì)貨幣危機(jī)的影響同樣非常重要。七 、預(yù)警模型的綜合比較及在中國(guó)的模擬應(yīng)用(一) 各種貨幣危機(jī)預(yù)警模型的綜合比較 (見表 1) 及權(quán)衡選擇 。表 1 5 種預(yù)警模型的綜合比較特征差異/ 模型模型類型FR簡(jiǎn)單線性概率模型

26、S TV線性回歸模型KL R信號(hào)分析模型多時(shí)標(biāo)模型 引入多時(shí)標(biāo)的信Lo git投機(jī)沖擊模型號(hào)分析模型預(yù)測(cè)特點(diǎn)外推估計(jì)尋找最有可能發(fā) 先行合成指標(biāo)的既可樣本內(nèi)也可樣 生危機(jī)的樣本確定擴(kuò)充觀察指標(biāo)值 本外預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)采集年度數(shù)據(jù)橫截面數(shù)據(jù)月度數(shù)據(jù)日 、周 、月 、季 、年分時(shí)標(biāo)臨界值月度數(shù)據(jù)危機(jī)定義貶值 25 %并超上年加權(quán)的儲(chǔ)備下降利率 、匯率調(diào)整幅貶值率 10 %百分比總和水平超過臨界值各時(shí)標(biāo)臨界值度預(yù)警效果偏差大偏差大偏差小偏差小偏差小考慮了前述各種模型的優(yōu)劣勢(shì)比較和實(shí)際應(yīng)用的可能 ,同時(shí)基于中國(guó)未來的貨幣風(fēng)險(xiǎn)主要來自金融業(yè)和資本市場(chǎng)完全開放后的投機(jī)沖擊 ,故在我國(guó)的實(shí)際應(yīng)用中宜采用 Lo gi

27、t 模型。(二) 對(duì)中國(guó)實(shí)際的模擬驗(yàn)證 。首先要解決貨幣危機(jī)預(yù)警模型指標(biāo)的設(shè)計(jì) 問題。貨幣危機(jī)的產(chǎn)生是國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)狀況綜合變化的結(jié)果。指標(biāo)的選擇要包括一國(guó)的內(nèi)外均衡指標(biāo)和國(guó)外相關(guān)的經(jīng)濟(jì)指標(biāo) 。指標(biāo)既要精煉 ,又要具有先 導(dǎo)性。本文研究所選取的指標(biāo)包括 : 總體經(jīng)濟(jì)指標(biāo) ( 1) GD P 增長(zhǎng)率 ; ( 2)失業(yè)率 ; (3) 通貨膨脹率。國(guó)際收支平衡指標(biāo) (1) 經(jīng)常賬戶余額占 GD P 的比率 ; (2) 出口占 GD P 的比率 ; ( 3) 貿(mào)易條件惡化率 。國(guó)內(nèi)收支平衡系統(tǒng)指 標(biāo) (1) 短期債券占外匯儲(chǔ)備的比率 ; (2) 預(yù)算赤字占 GD P 的比率 ; (3) 短期 債券占長(zhǎng)期債

28、券的比例 ; (4) 政府支出占 GD P 的比率。貨幣與信用指標(biāo) (1) 基準(zhǔn)利率變動(dòng)率 ; (2) 國(guó)內(nèi)信貸增長(zhǎng)率 ; (3) M2 占外匯儲(chǔ)備的比率。以 1997 年東南亞貨幣危機(jī)與 2002 年拉丁美洲貨幣危機(jī)為樣本國(guó)家 ( 泰 國(guó)、馬來西亞、印度尼西亞、菲律賓 、巴西、阿根廷、墨西哥 、韓國(guó)、俄羅斯、土耳其和烏拉圭) ,采用第 T - 1 年的數(shù)據(jù)來預(yù)測(cè)第 T 年的情況 ( 1997 年發(fā)生貨幣危機(jī)的國(guó)家采用 1996 年的基礎(chǔ)數(shù)據(jù) ,2002 年發(fā)生貨幣危機(jī)的國(guó)家采用 2001 年的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)) ,對(duì)前述四大類共 14 項(xiàng)指標(biāo)作一篩選 ,然后再予建模并預(yù)測(cè)。 首先經(jīng)檢驗(yàn)可知 ,具有顯

29、著性差異的指標(biāo)為 :國(guó)內(nèi)信貸增長(zhǎng)率 X2 、通貨膨脹率 X3 、經(jīng)常賬戶余額占 GD P 的比率 X4 、國(guó)內(nèi)信貸占 GD P 的比率 X5 、M2 占 外匯儲(chǔ)備的比率 X6 、短期債券占外匯儲(chǔ)備的比例 X8 、短期債券占長(zhǎng)期債券的 比例 X9 、基準(zhǔn)利率變動(dòng)率 X12 。而 GD P 增長(zhǎng)率、預(yù)算赤字占 GD P 的比率 、政 府支出占 GD P 的比率、失業(yè)率 、出口占 GD P 的比率、貿(mào)易條件的惡化等指標(biāo) , 則由于對(duì)發(fā)生貨幣危機(jī)與否不存在顯著性差異 ,因此將其剔除 。第二步 ,由于選取的這 8 個(gè)變量指標(biāo)涉及到總體經(jīng)濟(jì)指標(biāo) 、國(guó)際收支平衡 系統(tǒng)指標(biāo) 、國(guó)內(nèi)收支平衡系統(tǒng)指標(biāo)和貨幣與信用

30、指標(biāo) ,故有可能在指標(biāo)的選取 中存在共線性問題 ,所以對(duì)這 8 個(gè)變量指標(biāo)需要進(jìn)行共線性檢驗(yàn) ( 檢驗(yàn)過程 略) 。通過共線性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn) ,除 X8 ,其余 7 個(gè)變量指標(biāo)的 V IF (方差膨脹因子)都較小 ,也就是說其余 7 個(gè)變量指標(biāo)之間不存在共線性問題 。那么這 7 個(gè)變 量指標(biāo)都可以納入下一步的預(yù)警建模。·121 ·第三步 ,根據(jù)科學(xué)選取的變量指標(biāo) ,運(yùn)用 Lo git 模型處理的系數(shù)混合測(cè)試 和模型概括后 ,得到如下預(yù)警模型 :l n p / ( 1 - p ) = - 931 48 + 1151 328 X2 + 1011 109 X3 + 421 381 X4

31、 +241 866 X5 + 81 567 X6 + 1031 298 X9 - 01 711 X12 ;- 93 . 48 + 1151 328 X2 + 1011 109 X3 + 421 381 X4 + 241 866 X5 + 81 567 X6 + 1031 298 X9 - 01 711 X12或 P =e1 + e - 931 48 + 1151 328 X2 + 1011 109 X3 + 421 381 X4 + 241 866 X5 + 81 567 X6 + 1031 298 X9 - 01 711 X12IF S 統(tǒng)計(jì)年鑒中 ,我國(guó) 2000 年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)最全 ,其余

32、年份都有一些缺損 , 同時(shí)考慮到研究中與樣本資料時(shí)間的接近 ,將中國(guó)大陸 2000 年的數(shù)據(jù)代入該 預(yù)警模型 ,可得到 2001 年我國(guó)大陸發(fā)生貨幣危機(jī)的概率模式的具體數(shù)據(jù)為 :l n p / 1 - p = - 931 48 + 1151 328 X2 + 1011 109 X3 + 421 381 X4 + 241 866 X5+ 81 567 X6 + 1031 298 X9 - 01 711 X12= - 931 48 + 121 63 + 31 03 + 01 46 + 01 86 + 101 20 + 0 = - 661 3發(fā)生貨幣危機(jī)的概率為 : P = 1/ ( 1 + e66

33、1 3 ) 0 。這個(gè)數(shù)字非常小 ,接近于0 ,說明我國(guó) 2001 年發(fā)生貨幣危機(jī)的概率接近 0 ,這與 2001 年我國(guó)大陸的真 實(shí)情況完全吻合。對(duì)于以上驗(yàn)證需要作進(jìn)一步補(bǔ)充說明 。11 模型變量選擇修正問題。以上我們是用 1997 年東南亞貨幣危機(jī)和2002 年拉丁美洲貨幣危機(jī)為樣本國(guó)家的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)構(gòu)造的 Lo git 模型對(duì)我國(guó)貨 幣危機(jī)進(jìn)行了預(yù)警模擬 ,但事實(shí)上模型可以針對(duì)中國(guó)的實(shí)際情況進(jìn)行必要的修正。如考慮到我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴于出口帶動(dòng)的外向型經(jīng)濟(jì) ,所以在敏感性指標(biāo)的選擇上可以加入 X13 (出口占 GD P 的比率) ;又如我國(guó)短期外債隨 著經(jīng)濟(jì)不斷開放而大幅上升 ,對(duì)貨幣風(fēng)險(xiǎn)帶

34、來一定壓力 ,所以可加入變量 X8 (短期債券占 GD P 外匯儲(chǔ)備的比率) 。另外 ,中國(guó)當(dāng)時(shí)尚未實(shí)施利率完全市場(chǎng) 化 ,所以 X12 的作用有限。由于篇幅限制 ,這里不作修正后的再次模擬演示。 但結(jié)論肯定是同樣不會(huì)發(fā)生貨幣危機(jī)。21 對(duì)預(yù)警結(jié)果的定性解釋 。模擬預(yù)警顯示 : 我國(guó) 2001 年發(fā)生貨幣危機(jī) 的概率接近 0 ,也就是幾乎沒有發(fā)生貨幣危機(jī)的可能性 ,這與 2001 年我國(guó)大 陸的真實(shí)情況相同。原因解釋為 : 20 世紀(jì)末 ,我國(guó)已完成金融體制改革的初 步目標(biāo) ,建立了能相對(duì)獨(dú)立執(zhí)行貨幣政策的中央銀行宏觀調(diào)控體系和以國(guó)有 商業(yè)銀行為主體 ,多種金融機(jī)構(gòu)并存的金融組織體系 ; 建立

35、了統(tǒng)一開放、有序 競(jìng)爭(zhēng)、嚴(yán)格管理的金融市場(chǎng)體系。其表現(xiàn)為 : 第一 ,利率市場(chǎng)化在金融自由化 改革中穩(wěn)步前進(jìn)。第二 ,金融業(yè)務(wù)與機(jī)構(gòu)的準(zhǔn)入有序化推進(jìn) 。第三 ,資本賬戶 自由化剛剛起步。第四 ,固定匯率制度的穩(wěn)定器作用。綜上所述 ,我們就能理解我國(guó)發(fā)生貨幣危機(jī)的概率幾乎為 0 的原因。但 是 ,這并不意味著我國(guó)未來就真的沒有發(fā)生貨幣危機(jī)的潛在可能性 ,貨幣危機(jī) 預(yù)警對(duì)我國(guó)仍有重要意義。八 、結(jié)語本文分別從貨幣危機(jī)預(yù)警模型的構(gòu)造特征、預(yù)測(cè)方法、數(shù)據(jù)采集、危機(jī)定義和預(yù)警效果等不同層面對(duì)主流貨幣危機(jī)預(yù)警理論與實(shí)證作了比較分析。不難 看出 ,它們各自都有優(yōu)勢(shì)和缺陷。在實(shí)際應(yīng)用中 ,首要的問題是解決預(yù)警

36、模型的 選擇。通過理論及實(shí)證比較研究發(fā)現(xiàn) :Logit 預(yù)警模型較符合中國(guó)的實(shí)際 ,因?yàn)?它能夠在一定程度上克服以往模型事后預(yù)測(cè)事前事件的缺陷 ,綜合了 FR 模型 中概率分析法和 KL R 模型中的信號(hào)分析法的優(yōu)點(diǎn) ,同時(shí)我們認(rèn)為中國(guó)未來的 貨幣風(fēng)險(xiǎn)主要來自金融開放 ,特別是資本市場(chǎng)完全開放后的投機(jī)沖擊 ,故選擇 Logit 模型較為可行。當(dāng)然 ,由于國(guó)別不同 ,特別是政治制度、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、開放程 度和金融體制等的不同 ,因此實(shí)際應(yīng)用中在模型的選擇上應(yīng)該是沒有定論的。 為了更能貼近實(shí)際 ,應(yīng)該對(duì)模型進(jìn)行必要的指標(biāo)替換和修正。另外必須強(qiáng)調(diào)的 是 :雖然在實(shí)證模擬中得出我國(guó)發(fā)生貨幣危機(jī)的可能性極小

37、 ( P = 1/ 1 + e661 3 0) ,但是作為一個(gè)逐漸成熟并且越來越開放的經(jīng)濟(jì)體 ,我們不可能永遠(yuǎn)處在一種 資本賬戶嚴(yán)格管制、相對(duì)固定的匯率制度和金融業(yè)的長(zhǎng)期分業(yè)經(jīng)營(yíng)狀態(tài)。2006年是我國(guó)“入世”過渡期的最后一年 ,金融和資本賬戶的全面開放已指日可待。一旦放開了資本賬戶和金融業(yè)的經(jīng)營(yíng)范圍 ,我們將面臨極大的貨幣風(fēng)險(xiǎn)。所以 ,我們應(yīng)該未雨綢繆 ,積極做好貨幣危機(jī)的預(yù)警和預(yù)測(cè)。參考文獻(xiàn) : 1 Be sanko D , G Ka nata s1 The regulatio n of bank capital : Do capital sta nkar ds p ro mo te ba

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