貨幣危機預警理論及實證比較研究(1)

1、 貨幣危機預警理論及實證比較研究(1) 摘 要：隨著我國匯率制度改革的不斷深入，人民幣匯率浮動的幅度擴大，匯率對經濟的調節(jié)功能日益顯現。這同時也增大了我國的貨幣風險。文章在論述東南亞金融危機后貨幣危機理論最新發(fā)展的基礎上，從理論和實證角度比較了五種貨幣危機預警模型的預警效果、優(yōu)缺點，并對預警模型在我國的模擬應用作了探討。 Keys：貨幣危機；預警模型；比較；應用一、引 言當前，中國經濟正全面融入世界，金融業(yè)也已進入全面開放的最后階段。2005年7月21日起，我國已實行以市場供求關系為基礎，參考一籃子貨幣進行調節(jié)的、有管理的浮動匯率制度，匯率對經濟的調節(jié)功能已顯而易見，人民幣流通區(qū)域化、國際化步

2、伐加快，趨勢明顯，這同時也大大增加了我國的貨幣風險，所以研究貨幣危機的預警理論，對穩(wěn)定人民幣匯率和增強貨幣的抗風險能力等都具有重要的理論及實踐意義。本文旨在對東南亞金融危機后各種貨幣危機預警的主流理論作出梳理和歸納，并對其實證結果作出客觀評價的基礎上，對我國的可能情況作了實際模擬分析，從而為我國貨幣危機預警理論及實踐提供借鑒。二、FR概率模型：簡單易行且較成熟但偏差較大(一)FR模型的建立和基本特征。1997年，Frankel和Rose以100個發(fā)展中國家在19711992年這段時間發(fā)生的貨幣危機為樣本，以各個國家的年度數據為樣本資料，建立了可以估計貨幣危機發(fā)生可能性的概率模型。FR模型將貨幣

3、危機定義為貨幣貶值至少25%，并至少超出上年貶值率的10%。其研究對象不包括貨幣當局通過賣出外匯儲備或提高利率成功擊退投機供給的情況。Frankel和Rose認為，貨幣危機有多種因素引發(fā)，其中選擇的變量有：GDP的增長率、國外的利率、國內信貸增長率、政府預算赤字占GDP的比率和經濟開放程度等等。如果用Y表示貨幣危機這一離散變量，用X表示貨幣危機的各種引發(fā)因素的向量，代表X所對應的參數向量，那么就可以用引發(fā)因素X的聯合概率分布來衡量貨幣危機發(fā)生的概率。用公式表示為：(二)FR模型的預警效果及評價。Frankel和Rose運用數據指標對貨幣危機發(fā)生的概率進行了最大對數似然估算。結論是：當產出增長緩

4、慢，國內信貸增長較快，國外利率較高，外國直接投資占總債務的比例較低時，貨幣危機發(fā)生的概率增加。另外，研究結果說明外匯儲備水平較低和實際匯率升值對預期危機有一定的作用。FR模型的優(yōu)點是：因為其研究思路是通過對一系列前述指標的樣本數據進行最大對數似然估計，以確定各個引發(fā)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(fā)生貨幣危機的可能性的大小。所以，模型構建簡單，數據取得容易，方法較為成熟，應用較為廣泛。為了衡量FR概率模型對預測1997年東南亞貨幣危機的效果，1998年Andrew Bery和Catherine Pattilo對模型的準確度進行了驗證。該模型預測泰國在 1

5、997年發(fā)生貨幣危機的概率不到10%，而預測墨西哥、阿根廷發(fā)生貨幣危機的概率分別為18%和8%，這與事實嚴重不符。這就說明FR模型在預測的準確度方面還存在一定缺陷。缺陷主要有三：第一，“三重估計”在客觀上限制了模型的準確性。在建立模型時，存在雙重估計：一是必須要估計多因素、多參數條件下的聯合概率分布，二是必須計算各參數的估計值。另外，在預測過程中，還必須估計某一外推年度的各個引發(fā)因素的取值。多次的估計導致了信息的過度使用，增加了偏差，降低了準確性。第二，模型沒有考慮國家之間的差異性。一是它在定義貨幣危機發(fā)生與否的標準上沒有考慮到各個國家之間的差異。二是它在確定引發(fā)因素、樣本數據方面對各個國家一

6、視同仁，沒有區(qū)分。第三，FR模型的樣本數據采用的是年度數據，數據很難達到“大數定律”的要求，客觀上限制了FR概率模型的實用性。三、STV橫截面回歸模型：考慮國別差異卻條件苛刻指標也有失完整(一)STV模型的建立與基本特征。該理論模型由Sachs，Tornell和Velasco研究建立。他們選擇了20個新興市場國家的截面數據，分析了1994年末的墨西哥貨幣危機在1995年對其他新興市場國家的影響，考察了貨幣危機發(fā)生的決定因素；將貨幣危機指數IND定義為1994年11月1995年4月加權的儲備下降百分比和匯率貶值百分比的總和。他們認為：實際匯率、貸款增長率、國際儲備與廣義貨幣供應量的比率對一個國家

7、是否發(fā)生貨幣危機至關重要。此外，他們還確定了兩個虛擬變量：當實際匯率貶值幅度處于低四分位或國內私人信貸增長率高四分位時，第一個虛擬變量取值為1，其他情況則為0；當國際儲備與廣義貨幣量的比率處于低四分位時，第二個虛擬變量取值為1，其他情況為0。結果發(fā)現，如果一國的銀行體制比較脆弱(LB，用19901994年對私人部門信貸的增長率來衡量)，匯率高估(RER，用從19861989年和19901994年實際匯率的貶值率來衡量)，同時，外匯儲備水平(DLR，用外匯儲備M2來衡量)較低，經濟基本面脆弱(DWF)就會遭到更嚴重的攻擊。其估計方程為：其中：為7個指標各自回歸的相關系數。在估計方程中，假設：(1

8、)實際匯率貶值的國家遭受的危機較輕，但是這只與較低的外匯儲備和脆弱的經濟基本面因素有關，所以有：20，2+40，2+4+60。(2)貸款膨脹導致危機的嚴重性增加，但也只是與較低的儲備和脆弱的基本面因素有關，因此有：30，3+50，3+5+70。(二)STV模型的效果及評價。Sachs等人在1998年再次選用20個新興市場國家的截面數據，對模型進行了實證檢驗，實證結果表明，模型對馬來西亞和泰國在1997年的預測與實際情況相吻合，對巴西和阿根廷的預測與實際情況也較為一致，然而對印度尼西亞和韓國的預測準確度較差。該模型除具有FR模型在指標選取和方便使用等方面的相同優(yōu)點外，還使用了橫截面數據，克服了F

9、R概率模型沒有考慮國別差異的不足；同時，該模型的指導思想是尋求哪些國家最有可能發(fā)生貨幣危機，而不是分析什么時候會發(fā)生貨幣危機。當然，在實證檢驗中也發(fā)現了預警的許多偏差，主要在于：第一， STV模型要求找到一系列相似的樣本國家，這在現實中相當困難，因為國與國之間的差異通常很大。第二，STV橫截面回歸模型考慮因素范圍過于狹窄，只考慮匯率、國內私人貸款、國際儲備與廣義貨幣供應量的比率等指標。第三， STV模型的估計方程是線性回歸模型，過于簡單，而現實情況往往是非線性的。第四，STV模型對危機指數的定義有失偏頗。第五，雖然Sachs等人的回歸分析法對貨幣危機發(fā)生的決定因素進行了有益的分析，但是人們關心

10、的不僅僅是決定危機發(fā)生與否的因素，而是希望能夠預測危機發(fā)生的時間。四、KLR信號分析法：準確性高但指標設計有傾向性(一)KLR模型的建立和基本特征。該模型是Kaminsky、Lizondo和Reinhart于1998年創(chuàng)立并經過Kaminsky(1999)的完善。其預測步驟為：首先，通過研究貨幣危機發(fā)生的原因來確定哪些變量可以用于貨幣危機的預測；其次，運用歷史數據進行統(tǒng)計分析，確定與貨幣危機的發(fā)生有顯著聯系的變量，以此作為貨幣危機發(fā)生的先行指標，并計算出該指標對危機發(fā)生進行預測的臨界值。一旦一國經濟中相對應的指標變動超過了臨界值，那么就可以認為在24個月內將發(fā)生貨幣危機。在此基礎上，他們采用1

11、9701995年發(fā)生于 15個發(fā)展中國家和5個發(fā)達國家的月度數據確定貨幣危機發(fā)生的臨界值。利用這些先行指標與相對應的臨界值建立一個有效的貨幣危機預警體系。一個預警指標在一定的歷史時期內，有一個時間序列數據，根據這個時間序列數據可以估計它的累積概率分布，臨界值就是某一個累積概率，當指標取值所對應的累積概率超過了這個臨界值，就發(fā)出一個信號。為了對發(fā)生貨幣危機信號的指標進行綜合考慮，模型在單個指標的基礎上提出了4個預測危機的合成指標。他們還根據準確發(fā)出信號的概率、信號出現先于危機發(fā)生的時間長短、危機前信號出現的持續(xù)性等指標，對危機預測的成效與實際危機發(fā)生的序列等進行擬合度檢驗，結果發(fā)現對預測貨幣危機

12、表現最好的先行指標是：產出水平、實際匯率對長期趨勢的偏離、股票市場價格、廣義貨幣與外匯儲備的比率等等。其中第四個合成指標是預警能力最強的指標。(二)KLR模型的預警效果及評價。Kaminsky等在1998年通過對25份 20世紀50至90年代發(fā)生于發(fā)達國家與發(fā)展中國家貨幣危機的研究成果的比較，得出了主要結論：預測貨幣危機的有效指標包括出口、實際匯率對一般趨勢的偏離、廣義貨幣對外匯儲備的比例、產出和股票價格，而國內外實際存款利率的差別、借款利率和貸款利率的差別、進口、銀行存款等指標并不具備有效預測的能力。實證表明，用KLR模型來預測東南亞貨幣危機，泰國發(fā)生危機的可能性超過了40%，馬來西亞超過了

13、30%，印度尼西亞為25%28%，韓國為20% 33%。這表明KLR模型比以往的預警模型的準確性要高得多。該模型的最大優(yōu)點在于：能用數理方法確定與貨幣危機發(fā)生有顯著關聯的變量作為貨幣危機發(fā)生的先行指標，并計算出該指標對危機發(fā)生進行預測的臨界值。同時，在指標的選擇上比上述其他模型包含了一整套更為廣泛的指標。但是KLR模型的缺陷也很明顯，由于FR模型將外債指標作為研究對象，而外匯儲備又不作為指標，于是導致認為外債指標作用不佳，從而放棄了外債指標。而且KLR模型25個指標中有明顯的傾向性，大多集中在外匯儲備、信貸增長與實際匯率等方面，放棄了外債指標有失偏頗，所以使該模型的有效性打了折扣。五、基于合成

14、指標的多時標貨幣危機預警流程：能區(qū)分時間差異但權重設計不佳 (一)多時標貨幣危機預警模型的建立和特征。該模型是馮蕓和吳沖鋒 (2002)根據市場形勢的劇烈變化提出，該模型引入了多時標，并采用擴充觀測指標集的方法將預警指標分為：(1)長期預警指標，反映金融系統(tǒng)宏觀層面的狀況，其監(jiān)測周期為一年或一個季度；(2)中期預警指標，反映金融系統(tǒng)中觀層面的狀況，其監(jiān)測周期為一個月；(3)短期預警指標，反映金融系統(tǒng)微觀層面的狀況，其監(jiān)測周期為一周甚至是一天。該預警流程首先在起始端進行長期預警，若預警系統(tǒng)未發(fā)出長期預警信號，則繼續(xù)下一個長期預警周期，政府部門不需要做出反應；若預警系統(tǒng)發(fā)出長期預警信號，政府部門就

15、需要做出長期調整。與此同時，預警系統(tǒng)進入中期預警階段。進入中期預警階段以后，對中期先行指標進行監(jiān)測，監(jiān)測周期縮短。如果指標沒有超過其臨界值，說明經濟中的矛盾并未出現早期癥狀，但是仍需要繼續(xù)關注；如果超過臨界值，說明經濟中的矛盾已經在中觀層面有所表現，應高度關注，同時進入短期預警體系，縮短監(jiān)測的周期并擴大監(jiān)測指標范圍。在短期預警階段，不僅監(jiān)測周期縮短，監(jiān)測的頻率增大，同時將預警信號根據短期先行指標的表現分為正常警戒和危機兩種。與此同時，對長期與中期指標仍要繼續(xù)監(jiān)測。而之所以擴大了預警指標的范圍是因為金融市場快速變化的本質特征的要求。(二)多時標預警流程模型的預警效果及評價。馮蕓等人將基于合成指標的多時標貨幣危機預警流程系統(tǒng)應用于1997年亞洲貨幣危機中5個主要受害國家(泰國、菲律賓、馬來西亞、韓國和印度尼西亞)的實證分析。對于長期預警指標的檢測結果，泰國在1996年第二