金融传染形式的简要分析

第四章　金融市场联系与货币危机传染

本书在第二章中证实了亚洲国家的实际数据支持货币危机具有传染性和方向性：外汇储备充足和经济基础健全的国家发生货币危机的可能性较小。相反，外汇储备不充足、经济基础不健全的国家，在其他国家发生货币危机后，引致投机攻击的可能性较大。接下来的另一个问题是，货币压力是如何从中心国家向其他国家传递的，或者说是从哪些渠道传染至这些国家的。这个问题的研究是传染过程的内部分析，是在证明货币危机具有传染性和方向性后的继续深入。

本章主要讨论亚洲货币危机中几个主要国家在汇率、股票等金融市场的传染性问题，并结合比较分析、脉冲响应分析及条件异方差分析等方法来实证分析金融市场传染的存在性和影响力大小。

金融市场的相关性与传染性存在特定关系：一方面，由于金融市场存在稳定的相关性，当A国发生货币危机时，B国的货币也会相应发生波动，所以相关性是传染性存在的基础；另一方面，货币危机传染性的存在会导致市场存在一定的相关性。由于货币危机的传染性的作用，A国的货币市场会导致B国货币市场发生相应的波动，从而使得两个国家的金融市场表现出一定的相关性。所以本书选择从相关系数入手研究货币市场的传染性。

在形成货币市场相关性的力量中，货币危机传染、几个国家遭受的共同冲击以及一个国家的危机引发几个国家的投资者的恐慌情绪或“羊群行为”都会使金融市场的相关性发生突变。这些因素都属于特定时期的短期力量，与两个国家之间的长期经济联系是不同的。所以，要区分两个国家之间的相关关系是由长期经济联系决定的，还是短期力量作用的结果，需要进行进一步的分析。

事实上，各种因素并不是孤立地主导市场，而是相互作用、互相影响，共同左右市场的变化。这给货币危机传染的研究带来了困难。一方面，各种因素难以准确量化并区分（特别是心理因素的市场情绪的波动），针对各种因素的细化的研究有困难，只能从综合表象来研究各种因素变化的规律。另一方面，研究目标决定了研究不能停留在综合表象上，必须通过对综合表象不同侧面的研究来分析各种因素所起的作用及力量大小。

本章共分五节。第一节对股票及汇率市场在不同时期的相关系数进行研究，确定货币危机期间相关系数的变化情况及变化原因。在第二节中，本书将进一步进行脉冲响应分析，实证检验危机国家金融市场对其他国家金融市场的影响力大小。在第三节中，本书将结合条件异方差分析，检验东南亚危机国家金融市场中在危机前和危机期间货币市场波动的延续性与投资者对待金融风险报酬的决策差异，以及这种差异在货币危机传染的作用。第四节是对金融传染形式的分析。第五节是本章内容的小结。

第一节　相关系数分析——推动市场传染的短期力量分析

如前所述，有两种力量可以决定市场间的相关系数：一类是长期经济联系决定的国家间金融市场的相关性，这类相关性在经济平衡发展时应相对稳定。而另一类则是在货币危机期间由突发事件引起的“溢出效应” 、共同市场投资者的撤资、投机者的联动行为等短期力量，这类力量将会带来两国金融市场相关关系的突变。当短期力量消退后，相关系数会向长期经济联系决定数值回归。基于这种假定，本书将对东南亚危机国家的汇率市场进行实证分析，如果危机前后的相关系数没有发生突变，说明仍由长期经济联系来决定的两国金融市场的相关关系没有发生使各国金融市场联系更加紧密的“溢出效应”或“联动行为”等。相反，如果相关系数发生了较大的正向突变，有理由认为市场联系受到了正常经济联系外的短期传染力量的影响。

相关系数分析分为两步完成：汇率市场的相关系数分析及股票市场的相关系数分析，其中股票市场的相关系数分析作为汇率市场分析的辅助分析。

一、汇率市场的相关系数分析

所谓相关系数是指表现两个变量相互关系的数字特征，计算公式为：

其中：ρ表示变量X和Y的相关系数，cov （X，Y）表示变量X和Y的协方差，和分别表示变量X和Y的标准差。当相关系数为正时，表示两个变量同向变动，相关系数为负时，表示两个变量反向变动。ρ的大小表示两个变量相关关系的大小，ρ越大，说明两个变量的关系越密切。在统计学中，ρ的绝对值在0.3～0.5的相关系数称为低度相关，绝对值在0.5～0.8称为显著相关，绝对值超过0.8的相关系数表示高度相关，当ρ的绝对值为1时，表明两个变量完全线性相关。

首先分析各市场在不同时段的相关系数。样本数据包括五个危机国家1996～1999年的每日汇率或股票指数。仍采用第二章中时段的划分方法，将东南亚货币危机分为三个时段：第一时段为1997年第二、三季度，危机中心在泰国。第二时段为1997年第四季度，危机中心在韩国。第三时段为1998年第一、二季度，危机中心在印度尼西亚。然后比较各个时段相关系数的突变情况，分析危机传染中促使各国金融市场特别是汇率市场共同变化的力量大小，相关系数的正向突变值越大，说明货币危机的短期传染力量也就越大。

汇率市场的相关系数分析结果见表4.1，结果显示如下三个特点。

表4.1　汇率市场的相关系数的分析

资料来源：由东南亚五个国家汇率市场数据计算得到。计算软件为EVIEWS。汇率原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http://www.oanda.com/convert/fxhistory）。

（1）在发生危机前，各国汇率市场只是一般的相关关系。相关系数值在0.29～0.45，其中马来西亚与其他国家汇率指数变化存在负相关关系。

（2）1997年4月至年底，各国的汇率市场相关系数产生了较大的突变，与1997年第一季度相比，第二季度的相关系数明显提高，正向相关系数最少增加了0.42，菲律宾和印度尼西亚相关系数正向增加0.6以上，马来西亚与其他国家相关系数全部从负相关转变为高度正相关，变化值达到1.37。整体上，所有危机国家汇率市场都从一般相关关系转变为高度正相关关系。说明存在非常强大的力量，促使各国汇率市场共同变化，这种力量使得泰国的汇率危机迅速传递至其他国家，形成货币危机的传染。

到1997年第四季度，各国汇率的相关系数略有下降，但仍保持高度相关关系，与第一季度相比，最小变化值高达0.44。说明促使市场共同变化的力量仍然存在，货币市场的传染现象仍然十分显著。

（3）1998年前两季度，各国相关系数明显减小，最小的下降幅度为0.2，最大的下降幅度达0.76，相关系数整体上向发生货币危机前的数据回落，韩国与印度尼西亚汇率甚至互向相关，说明促使货币市场联动的共同力量已经撤退，各国汇率市场的相关关系逐渐向发生货币危机前的数值回归，危机国家对其他国家的影响逐渐变小，汇率市场的传染性逐渐减弱，直到危机结束。

总体来看，五个危机国家的汇率市场相关系数的变动较好地体现了货币危机的传染特征。汇率市场的相关系数变化十分明显：在发生货币危机前的1998年第一季度，各国汇率市场的相关系数仅为一般相关，但从第二季度到年底，各国汇率市场相关系数发生了非常明显的突变，所有相关系数从一般相关转为高度相关，所有负相关也转变为正相关，说明市场存在非常强大的促使各国汇率市场发生联动的共同力量。在泰国爆发货币危机后，这种市场共同变动的力量也会使其他国家的汇率市场产生贬值的巨大压力，是市场传染的主要力量。到1998年上半年，相关系数大幅下落，促使市场联动变化的市场力量消退，东南亚货币危机的动荡在此之后也慢慢结束。

从促使相关关系发生突变的力量来看，在泰国发生危机后，有多种力量会使各国金融市场相关系数增加：国际投资者为了降低资金的组合投资风险，可能从几个国家同时撤资，导致汇率市场的相关系数提高；国际投机者可能同时对几个国家发动攻击，导致市场相关性提高。另外，在预期和“惊醒效应”的作用下，几个国家的货币市场参与者存在恐慌情绪，每一个国家的货币市场参与者都密切关注其余几个国家汇率的变化，也可能导致市场相关程度的提高。这几种力量都是货币危机前各国正常经济联系外的其他力量，也都是促使货币危机传染的因素，说明从1997年第二季度到1997年年底，五个危机国家的金融市场存在明显的促使货币危机传染的市场力量，到1998年第二季度，这种力量逐渐消退。

二、股票市场的相关系数分析

在前一部分中，相关系数的分析结果显示了危机国家存在促使汇率市场共同变化的短期力量，较好地说明了汇率市场在危机期间的传染性。由于股市是各种经济因素的综合反映，是经济状况的晴雨表。特别是货币危机期间，投资者将会密切注意汇率的变化，汇率市场将会成为影响股票指数的重要因素，所以本书将股票市场的相关性分析作为汇率市场传染性的辅助分析，对金融市场传染的过程作进一步的检验。相关系数分析结果如表4.2所示。

表4.2　股票市场各时段相关系数及差异表

续表

资料来源：由东南亚五个国家股票市场数据计算得到。计算软件为EVIEWS。股票原始数据来自泰国银行网（http://www.bot.or.th/BOThomepage/databank/FinMarkets/InterestRate/E_set_menu.htm）。

与汇率市场相关系数相比，股票市场的相关系数及其变化有着类似的结论，在1997年和1998年两年间，五个主要危机国家间股票市场呈现较高的相关性，相关系数的突变也非常明显。具体表现在以下几方面：

（1）与1997年第一季度的数据相比，主要危机国家第二阶段的相关系数都发生了变化。泰国的平均相关系数提高了5个百分点，韩国的变化最大，相关系数减少了0.17。

（2）1997年第四季度与第一季度相比，所有危机国家与其他国家的平均相关系数都正向增加，除了菲律宾与各国的相关系数只增加了7%外，其余国家均增加了23%到67%不等。与第二、三季度相比，危机国家股票市场的相关程度也明显增加，除了菲律宾相关系数增加6%，变化较小以外，印度尼西亚、马来西亚相关系数都增加了约0.25。泰国与韩国的相关系数变化都在50%以上。各国的相关系数都发生了明显的突变，说明受货币危机的影响，各国间股票市场的正向相关关系明显增强。

（3）1998年第一、二季度的相关系数则呈现了负向变化，从变化幅度来看，印度尼西亚、韩国的变化较大，印度尼西亚的相关系数比上一时段减少了10%，韩国的相关系数比上一时段减少了11%。说明在此期间引起市场联动性的力量明显减弱，各国间相关系数向发生货币危机前的方向靠近。

总体来看，五个危机国家股票市场的相关系数都比较高，特别是1997年第四季度，五个危机国家股票市场都高度正相关，存在传染的基础。从突变的角度上讲，在1997年第二、三季度，泰国和其余几个危机国家股票市场的相关系数发生了正向突变，特别是在1997年第四季度，相关系数的突变非常明显，说明促使市场共同变化的短期力量非常强大。到1998年第一、二季度，产生突变性的市场力量明显减弱，股票市场的传染性也逐渐减小。

三、综合结论

汇率市场和股票市场的相关系数分析结果表明，东南亚国家的货币市场存在明显的传染过程，股票市场特别是货币市场的相关系数发生了明显的突变，说明存在促使各国汇率市场同向变化的巨大力量，这种力量形成了强大的货币市场传染渠道。相关系数的大幅变化说明传染力量和传染性都是非常明显的。1998年后，传染力量逐渐消退，货币危机的传染过程也结束了。

第二节　脉冲响应分析——金融市场传染力度分析

第一节的相关系数分析说明汇率市场存在促使市场共同变化的短期市场力量，也表明东南亚国家汇率市场存在传染的基础。但相关关系的分析存在不足之处，它只能表明市场相关性的方向和关联程度，无法具体分析每一个国家汇率波动对其他国家影响力的大小——也就是传染力度的大小，离本书的研究目标尚有差距。还须结合每个国家的市场做具体的分析，检验危机传染力度的大小。脉冲响应分析及自回归条件异方差分析可以达到这个目的。

自回归向量分析（VAR）通常用于相关时间序列的预测和计算扰动对随机变量的动态影响。模型避免了结构建模方法中每个内生变量对其余内生变量滞后值的建模问题（易丹辉，2002）。最一般的VAR模型数学表达式为：

其中：yt是m维内生向量，xt是d维内生向量，a1，…，ap和b1，…，br是待估计的参数矩阵，藓t是随机扰动项，其同时刻的元素可以彼此相关，但不能与自身的滞后值和模型右边的变量相关。

对VAR模型结果（由于VAR分析不是本书的主要目标，结果省略）的解释得依靠脉冲响应函数（Impulse Response Function，IRF）。脉冲响应函数用于衡量随机扰动项的一个误差冲击对内生变量当前和未来取值的影响，即描述一个内生变量对误差的反应，也就是计算误差扰动项一个标准差的冲击对内生变量的当期值和未来值的影响力的大小。对每个误差项，每个内生变量都对应着一个脉冲响应函数。其一般模型如下：

在上式中，y1， t和y2， t是内生变量，m为滞后期数，a1， 1， 1，…， am， 2， 2为脉冲分析的系数，藓1，t和藓2，t为新息（误差扰动项）。在本书中，诸y及滞后值在具体分析时都用相应国家在各时段每日汇率指数的对数值替代，以分析汇市间的相互影响。

脉冲响应分析也分两步进行，即汇率市场的脉冲响应分析和股票市场的脉冲响应分析。

一、外汇市场的脉冲响应分析

汇率市场的脉冲响应分析结果用图形表示为图4.1～图4.3，分别表示三个危机时段汇率市场的脉冲响应图。

由于本书的目标是分析货币危机的传染机制，也就是考虑国家间的汇率压力传递过程，本国汇率的滞后影响不是重点分析内容。所以在分析结果时，暂不考虑各国汇率对自身滞后值的响应。从汇率市场脉冲响应图可以看出，汇率市场的脉冲响应在三个时段上都呈现出了收敛的走势，即随着滞后期数的增加，冲击的效果越来越弱。下面具体分析三个时段上汇率市场脉冲响应的特点。

图4.1显示：在第一时段中，马来西亚对印度尼西亚汇市的冲击在第三期后十分明显，在第四期后超过了印度尼西亚汇率本身的滞后影响，最高数值达0.008，即马来西亚汇率市场的每个新息将会导致印度尼西亚汇率对数值0.008个单位的变化。第三期后，印度尼西亚、泰国对韩国都有正向冲击；马来西亚汇市主要受到来自印度尼西亚的冲击，另外几国对马来西亚汇市也有影响；菲律宾汇市则主要受到来自马来西亚、印度尼西亚和泰国的正向冲击。但第四期后，马来西亚的影响较为突出；泰国汇市自身的滞后影响较为突出，马来西亚、印度尼西亚和菲律宾也对泰国汇市有一定的影响。总体来看，第一时段的综合分析并未体现出明显倾向，表现出交叉影响的特点。

第一时段中泰国是危机中心国家，但印度尼西亚受到的货币压力也很大。从第二章中的表2.4可以看出：在五个危机国家中，在1997年第三季度印度尼西亚居于第三位，货币压力指数为15.05，而泰国和马来西亚分别为23.24和19.82；第四季度居于第二位，仅次于韩国，货币压力指数为28.77；到1998年第一季度达到最大值40.62，居于第一位；1998年第二季度略有减少，指标值为32.10，仍居于五个国家货币压力的第一位。为了进一步区分不同时段上脉冲响应的特点，笔者分别对第二、三季度危机国家的汇率市场进行脉冲响应分析，得到图4.4和图4.5，相应于1997年第二季度和第三季度的脉冲响应分析结果。

图4.4显示：在1997年第二季度中，除了各国汇率自身的滞后影响外，泰国在第四期前是印度尼西亚汇率的主要影响者，但影响值不大。泰国也是韩国汇率的主要影响者，其冲击力明显超过其他国家，最大影响值接近0.004；马来西亚和菲律宾则主要受到来自印度尼西亚的冲击。图4.5显示1997年第三季度脉冲响应分析的结果，其中菲律宾对印度尼西亚汇率的影响尤为突出，最高影响值接近0.012；另外，韩国和印度尼西亚对马来西亚的影响也非常突出；菲律宾则主要受到来自韩国的影响，最高值接近0.005。

在第二时段中，韩国是货币危机的中心国家，从脉冲响应图来看，韩国对其他国家汇市造成了较大的冲击：韩国汇率对印度尼西亚的冲击在第三期后较大地超过了其他国家汇率的影响，甚至超过了印度尼西亚汇率自身滞后值的影响，最大值接近0.028。同样，韩国对马来西亚和菲律宾的影响在第四期后也较大地超过了其他国家和其自身滞后值的影响，最大值接近0.01。韩国对泰国的影响有着类似的结论，最大值接近0.12。总体来看，韩国汇率在第二期中对其余几国汇市在第二阶段中有着比较强烈的冲击，是当时金融市场中推动货币危机传染的主要力量。

在第三时段中，印度尼西亚是危机中心，从图4.3分析，印度尼西亚对各国汇市造成了较大的冲击。在对韩国的脉冲响应图中，第三期以前，印度尼西亚对韩国的冲击是最大的，在第三期以后，泰国对韩国的冲击较为明显；在对马来西亚的脉冲响应图中，来自印度尼西亚的冲击一直居于主导地位，最大值为0.12；菲律宾汇市除了自身的滞后影响外，则主要受到来自马来西亚和印度尼西亚的影响；而泰国的情况基本与菲律宾类似，来自马来西亚和印度尼西亚的冲击占了主导地位，印度尼西亚的最大影响值接近0.12，马来西亚的最大影响值接近0.14。

图4.1　以泰国为货币危机中心时期（1997年4月7日～9月30日）外汇市场脉冲响应图

资料来源：由原始汇率数据计算得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http：//www. oanda. com/convert/fxhistory）。

图4.2　以韩国为货币危机中心时期（1997年10月1日～12月31日）外汇市场脉冲响应图

资料来源：由原始汇率数据计算得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http://www. oanda.com/convert/fxhistory）。

图4.3　以印度尼西亚为货币危机中心时期（1998年1月1日～6月30日）外汇市场脉冲响应图

资料来源：由原始汇率数据计算得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http：//www. oanda. com/convert/fxhistory）。

图4.4　以泰国为货币危机中心时期（1997年4月1日～6月30日）外汇市场脉冲响应图

资料来源：由原始汇率数据计算得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http：//www. oanda. com/convert/fxhistory）。

图4.5　以泰国为货币危机中心时期（1997年7月1日～9月30日）外汇市场脉冲响应图

资料来源：由原始汇率数据计算得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http：//www. oanda.com/convert/fxhistory）。

总体来看，汇率市场的脉冲响应图显示了每个阶段汇率市场的冲击情况和力量大小，在1997年第二季度中，泰国对韩国的影响力较大地超过了其他国家，第三季度中各国的汇率市场主要表现为交叉影响。在第二阶段中，汇率市场的传染性得到较好的体现，韩国对其他国家汇率市场的影响远远超过其他国家，甚至超过这些国家自身汇率滞后值的影响，使其成为金融传染主要力量。在第三阶段的传染过程中，印度尼西亚汇市成为传染的主要力量，对其他国家的影响都比较明显。汇率市场的另一个共同特点是：传染力随着时间的延长逐渐减小，冲击力越来越弱。

二、股票市场的脉冲响应分析

在货币危机时期，汇率波动也会体现在股票市场中，本书用股票市场分析作为汇率市场分析的辅助部分。五个危机国家股市在各时段的脉冲响应分析结果见图4.6～图4.8，它们分别对应东南亚货币危机中的三个阶段。同样，在分析结果时，暂不考虑各国股票对自身滞后值的影响。

图4.6为以泰国为危机中心时的脉冲响应图，除了每个国家股票对自身的滞后影响外，可以看到泰国对印度尼西亚、韩国和菲律宾的影响居于主导地位。泰国股票在第二期后对印度尼西亚的影响居于主导地位，在第六期后逐渐消失，可见在1997年度第二、三季度间，泰国股市是影响印度尼西亚股市的主要因素；泰国对韩国股票市场在第二期开始有明显影响，在第三期后成为主要影响力量，最高影响0.006个单位；泰国对菲律宾的影响在第二期至第五期之间比较突出，在第三期达到最大值，约0.02个单位，即泰国股票每个单位差的新息，可使菲律宾股票对数值增加0.02个单位。

在图4.6中还有一个特点：印度尼西亚对其他国家的股票市场影响也非常突出。它是马来西亚股票市场最主要的影响者，从第一期开始就有显著影响，到第五期时影响值超过0.025；印度尼西亚对韩国的影响在第二期前和第八期后都超过了泰国的影响力及其自身滞后值的影响；另外，印度尼西亚对菲律宾和泰国的影响力也处于突出地位。可见，印度尼西亚的股票压力也是危机传染的主要力量。

图4.7为第二阶段（1997年10～12月）的脉冲响应图，结果显示：除了各国股市自身的滞后影响外，韩国作为危机中心国家，在第三期前是印度尼西亚股票波动的主要传染力量；在第二期至第三期，韩国股票也是泰国股票波动的主要因素。第二个特点是印度尼西亚对其他国家股市的影响更加突出，在第四期后，印度尼西亚的股票波动是造成其他国家股票波动的最主要因素。

在第三阶段的响应图（图4.8）中，除了股市的自身影响外，印度尼西亚对其他国家股市的影响是十分明显的，除此之外，马来西亚、韩国、泰国股市对其他国家股市的影响也是明显的。总体上来看，在第三期，各国股市呈现出一种相互影响的状态，但与前两期相比，影响越来越小，表现出收敛的趋势。

图4.6　以泰国为货币危机中心时期（1997年4月7日～9月30日）股票市场脉冲响应图

资料来源：由原始股票数据计算得到。计算软件为EVIEWS。股票指数原始数据来自泰国银行网（http://www.federalreserve.gov/releases/h10）。

图4.7　以韩国为货币危机中心时期（1997年10月1日～12月31日）股票市场的脉冲响应图

资料来源：由原始股票数据计算得到。计算软件为EVIEWS。股票指数原始数据来自泰国银行网（http://www.federalreserve.gov/releases/h10）。

图4.8　以印度尼西亚为货币危机中心时期（1998年1月1日～6月30日）股票市场的脉冲响应图

资料来源：由原始股票数据计算得到。计算软件为EVIEWS。股票指数原始数据来自泰国银行网（http://www.federalreserve.gov/releases/h10）。

三、综合结论

综合汇率市场和股票市场的分析结果，金融市场存在明显的传染效应，如果将特殊时期股票市场作为汇率市场的佐证，传染效应得到进一步的印证：在第一阶段，泰国汇率市场是韩国汇率市场的主要影响力量。在第二阶段，韩国对危机国家的影响范围和力度都明显增加。在第三阶段，印度尼西亚汇率市场对其他国家也造成了明显的影响。另外，汇率市场的另一个特征就是其影响力度随着时间的延长逐渐减弱，在图形上表现出收敛的趋势。

如果考虑各国汇率的滞后影响，脉冲响应图体现出另外一个共性的特点，即在汇率市场的传染中，危机国家的影响并不是这些国家汇率波动的唯一力量，甚至不是主要力量。在大部分时候，每个国家汇率的滞后值起到了非常重要的作用，在脉冲响应图上超过了其他国家汇率的影响。本国汇率滞后值影响的显著性也说明，一旦某个国家的汇率有了波动，这种波动会延续至下一期或几期，这种性质加剧了其他国家被传染的可能性。从另一角度来看，危机国家A经由金融市场对国家B的汇率市场的影响尽管十分明显，但并不是影响B国汇率波动的最主要的力量，也可以说金融市场的传染只起了导火线的作用。

以A、B两国为例来说明这种传染机制，假设A国发生了货币危机。在当期，A国的汇率贬值经由汇率市场对B国汇率市场形成冲击，使B国汇率贬值，贬值幅度等于脉冲响应分析的结果。在第二期，B国汇率会受到来自两方面的冲击，一方面是A国汇率压力经汇率市场在第二期传递的力量，另一方面是B国汇率市场上期波动的滞后影响，两方面的作用可能使B国汇率形成叠加效应，产生更大幅度的波动。这种叠加效应可能使B国汇率贬值幅度越来越大，在其他力量（诸如市场恐慌、国际投机攻击）的综合作用下，最终使B国爆发货币危机。

所以，单纯的市场传染并不足以使其他国家爆发货币危机，但如果市场传染形成的波动具有延续性，那么汇率市场传染产生的波动可能会被叠加放大，形成巨大的贬值压力。因而，汇率市场的波动是否具有延续性（也就是本国汇率波动滞后值的影响是否显著）将是货币危机传染研究中的重要问题。在下一节，本书将采用自回归条件异方差方法结合东南亚国家的数据对此进行实证分析。

第三节　自回归条件异方差分析——市场风险的滞后影响及其在危机传染中的作用分析

金融市场最主要的特征就是结果的不确定性，即金融市场的风险。在统计学中，风险通常用方差来表示。金融风险是每个金融市场参与者最关心的因素，也是金融研究的中心任务。金融市场的波动是否具有延续性将对金融市场的稳定性和传染性产生重要影响，本节将借助自回归条件异方差分析对之进行实证检验，并从模型上分析自促成式货币危机的形成机制。

一、检验模型

自回归条件异方差（Auto Regressive Conditional Heteroskedasticity，ARCH）与大多数的计量方法都存在着很大的不同，以往的计量方法大都是针对随机变量的均值建立模型。而ARCH方法则假设被解释变量的方差按照公式的设定依赖于该变量的过去值，或依赖于一些独立的外生变量。本书用一个形式简单且应用广泛的模型——广义条件自回归GARCH （1，1）模型来检验汇率市场的波动是否存在延续性。该模型（式4.1）和（式4.2）如下：

在模型（式4.2）中，当期的方差依赖于三个因素，常数项（表示即便没有估计误差和市场波动时，投资者和投机者也存在的对风险的最低要求），前一期预测误差的平方项 ARCH项，表示预期者对自己预期误差的重视程度）和前一期的预测方差（即GARCH项）。模型的这种设定在金融领域中有着特殊意义, （式4.2）体现了金融市场两个最重要的特征——金融市场的波动性和集群性。金融市场不但存在风险，而且各时期的风险是变化的。这就是金融市场的波动性。金融市场还有一个特征，就是在大的市场波动后面通常紧接着大的市场波动，小的市场波动后面通常接着小的市场波动，这就是金融市场波动的集群性。

对于条件异方差模型，如果α + β＜1，则说明模型是收敛的，否则系统发散。

二、模型应用与货币危机传染

本书从另一个角度来应用条件异方差模型——β的显著性和大小。如果β显著，说明上期的市场波动对本期有显著影响，汇率波动存在滞后效应；另外，参数大小也有重要意义，其中α表示上期预测误差在本期估计值中所占比重，也就是估计者根据上期预期误差对估计模式的调整力度，α的大小表示估计者对预测误差的重视程度。β表示上期市场波动的滞后影响，β越大，表示市场波动的滞后影响越大，外部扰动的反应时间也越长，被传染的可能性也就越大。因此，可以从α与β的结构来分析货币危机传染中一个国家对外部干扰的防御能力。

条件异方差模型的另一个作用就是用于解释自适应性货币危机的产生机理。自适应性货币危机主要指预期者在不完全预期作用下，由于预期者的信心或者预期的恶化，使得系统从一种均衡（平衡时期的均衡状态）转向另一种均衡（危机时期的均衡状态），导致了货币危机的发生。这个理论在第二代货币危机模型中提出过理论上的假设，无法提出检验模型。

本书利用GARCH模型和东南亚危机国家数据对自促成式货币危机的产生机理提供数据支持。α与β代表人们对会计误差和市场风险的重视程度，是一个典型的心理因素，心理因素可能受到环境因素的影响，特别是在环境因素发生重大变化后，人们会根据现实情况重新调整自己的预期方式，并重新评估所面临的风险。这会导致预期模式的变化。因而α与β的值并不是一成不变的，它可能随市场环境的改变而改变。α、β的改变代表了估计者预期模式的变化。在市场平衡发展时期，市场参与对估计误差（预期值与实际值的误差）和市场波动（风险）处于正常状态，表现在模型中，估计误差和市场波动对未来走势的影响会越来越小，模型呈现收敛的特征，α + β＜1。相反，在货币危机时期（附近的其他国家发生货币危机后），市场参与者由于过度担心风险和损失，容易出现恐慌情绪，此时，他们会增加对市场风险（方差）的关注程度，也会非常重视自己预测上出现的偏差，体现在模型中就是α和β的值的提高，以至于α + β＞1。如果α + β＞1成立，模型就是发散的，也就是市场波动和估计误差在恐慌情绪作用下会越来越大，市场风险也越来越大，直至货币危机的发生。如果α与β代表预期者对风险的预期方式，那么上面的过程就是自促成式货币危机的产生过程和作用机制。

三、实证分析结果

前面的推导只是理论上的推测，是否成立还需要结合实际情况进行验证。本书利用东南亚货币危机国家1996～1998年汇率市场的每日数据，对汇率市场波动的可持续性和自促成式货币危机的假定进行实证检验。样本时间划分为两个部分，市场平稳时段（1996年1月1日至1996年12月31日）和危机时段（1997 年4月1日至1998年6月30日），所有汇率指数均为对数值。为了验证危机国家间的相互影响，在每个国家的GARCH模型中，本书将其他国家的汇率作为解释变量加入模型中，观测其显著程度，当然，结论的重点还是放到对方差方程的分析上。

两个时期的检验结果分别见表4.3～表4.12，其中表4.3～表4.7为危机前的条件异方差分析结果，表4.8～表4.12为危机期间的条件异方差分析结果。每个表中包含两个部分：第一部分为均值方程，为了检验各国汇率的交叉影响的解释力，本书在均值方程中均未加入因变量的滞后值；第二部分是方差方程，是本书重点分析的部分，用来检验α和β的显著性、结构变化以及系统的敛散性。

四、结论解释

（一）危机前的结论解释

从表4.3～表4.7可以看出，在5%的置信度下，模型完全可以通过检验，说明模型的结果都是显著的。在发生货币危机的前一年里，五个危机国家的汇率市场表现出非常一致的特点：

（1）汇率市场存在明显的交叉影响，体现在其他国家的汇率在作为解释变量时都是显著的，绝大部分系数Z检验值的P值都非常接近零，完全可以拒绝系数为零的假定，说明国家间汇率市场的交叉冲击是存在的：1996～1997年，五个危机国家中，菲律宾对印度尼西亚的影响是最主要的；泰国和菲律宾对韩国的影响都比较突出；马来西亚则主要受到来自菲律宾的影响；菲律宾与泰国对来自对方的汇率市场的干扰反应较为敏感。

（2）模型结果体现出的另一个重要特征是，在方差方程中，除表4.6中菲律宾汇市的方差方程中误差项的P值略高于5%外，其余的检验数的P值都非常小，大部分接近于零，完全可以通过5%的置信度的要求，说明方差方程是显著的，也就是在平稳时期，五个国家的汇率市场的波动也会存在滞后影响。

表4.3　印度尼西亚汇率市场的条件异方差分析（1996～1997年，以印度尼西亚汇率为因变量，下同）

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表4.4　韩国汇率市场的条件异方差分析（1996～1997年）

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表4.5　马来西亚汇率市场的条件异方差分析（1996～1997年）

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表4.6　菲律宾汇率市场的条件异方差分析（1996～1997年）

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表4.7　泰国汇率市场的条件异方差分析（1996～1997年）

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表4.8　印度尼西亚汇率市场的条件异方差分析（1997年4月～1998年6月）

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表4.9　韩国汇率市场的条件异方差分析（1997年4月～1998年6月）

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表4.10　马来西亚汇率市场的条件异方差分析（1997年4月～1998年6月）

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表4.11　菲律宾汇率市场的条件异方差分析（1997年4月～1998年6月）

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表4.12　泰国汇率市场的条件异方差分析（1997年4月～1998年6月）

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（二）危机期间的结论解释

表4.8～表4.12是东南亚货币危机期间的条件异方差模型，从结果来看，除了几个常数项外，其余所有解释变量和方差方程都以非常小的P值通过了检验，模型的F值也较低，说明模型结果是显著的。与危机前情形相似，各国汇率市场存在交叉影响，方差方程也是显著的，说明各国市场波动存在滞后影响。

（三）两个时期结论的对比及含义

汇率市场平稳时期和货币危机时期的结论对比表现出较为明显的差异，主要体现在三个方面：

一是α与β结构的变化。表4.13汇总了表4.3～表4.12中α与β的估计值，比较危机前后α与β的结构变化，可以看到非常明显的差异：除了α + β的值有明显变化外，α的值也发生了明显变化。危机前五个危机国家的α值明显小于β值（除韩国差距不大以外），β的平均值为0.58，而α的平均值仅为0.22；但在危机期间，α的值迅速上升，与β值差异显著缩小，β的平均值为0.55，而α的平均值达到了0.52。上述差异说明，危机前和危机期间模型的方差方程有了非常明显的变化：人们加重了未估计到的误差在下一期风险估计中的比重。

二是系统稳定性上的差异。在发生货币危机前，五个国家汇率市场方差方程中α + β的值分别为0.77、0.91、0.80、0.75、0.75 （按印度尼西亚、韩国、马来西亚、菲律宾、泰国的次序给出，后同），完全符合稳定性的条件，说明市场预测误差和市场波动的滞后影响是逐渐收敛的，而且五个国家的表现较为一致。在货币危机期间，五个国家方差方程α + β的值分别为1.16、1.08、1.02、1.11、1.06，也具有较好的一致性，但五个国家的估计误差系数与方差系数和全大于1，说明方差方程是发散的。

表4.13　危机前后α和β的结构比较

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上述差异说明，在平稳时期，人们的心理是稳定的，估计误差和市场波动的滞后影响逐渐减小，即便受到来自外部汇率的冲击，这种冲击也会逐渐减弱，系统是稳定的。但在货币危机期间，人们的心理发生了变化，加大了对估计误差和市场波动的重视程度，α + β的值大于1可以说明，人们在对未来风险进行估计时，下一期的预期风险会大于前期的估计误差和市场波动，导致汇率市场风险预期越来越大。也就是说，前面的结果说明，在货币危机期间，其他国家汇率市场受到危机国家汇率的影响而产生的一定波动形成风险预期，由于心理因素的变化，人们对将来的风险预期会逐渐增大，也会要求越来越高的风险补偿，当市场满足不了越来越高的风险补偿要求时，货币危机就发生了。这类货币危机不是由经济基础决定的，而是由人们心理预期的变化促使的，因而可以看成是自促成式货币危机的一个解释或证明。当然，从过程来看，由一个国家的货币危机引发了另一个国家的货币危机，这也是货币危机传染的途径和机制之一。

三是模型的解释能力。在发生货币危机前，五个危机国家条件异方差分析模型的可信度分别为0.27、0.58、0.41、0.54、0.59；同样的模型，在货币危机期间，其可信度分别为0.91、0.86、0.98、0.98、0.96。这些结果在一定程度上体现了其他国家波动对本国汇率波动的解释能力（模型中只用其他国家汇率作为解释变量，没有加入因变量的滞后值，主要是为了检验其他国家汇率波动对本国汇率波动的综合解释能力）。结果说明，危机前国家间汇率波动的相互影响较小，而在危机期间，这种相互影响明显增大，说明其他国家汇率变动对本国汇率波动的解释力明显提高，也就是国家间汇率市场的影响力在明显上升，这与相关系数分析的结论是一致的，是对汇率市场传染性的另一种证明。

通常，人们会将未估计到的市场误差作为市场风险的一部分，在货币危机期间，由于市场恐慌情绪，人们对未预测到的市场变化（估计误差）非常敏感，一旦人们发现市场运动超出了自己的预期，便会加大对市场的风险估计，也就是加大了未估计到的误差在风险组成中的比例。从另外一个角度解释，在其他国家发生货币危机后，人们认为本国的市场风险也加大了，加大未估计到的误差占市场风险的比例也是加大风险估计的一种表现。

表4.13还有另外一个特点，相对于α值而言，危机前后的β值变化相对平稳。这说明在风险形成过程中，市场波动的滞后影响是一个相对平稳的因素，而估计模式中的未估计到的误差部分变化更大，在危机期间更多地受到人们心理因素的影响。从分析系统不稳定（α + β＞1）的原因来看，主要是α值的增加，也就是加重了对未估计到的误差的重视程度。

在金融市场分析中，还应包括债券、利率等数据的分析，由于数据原因，本书未作相应的实证分析。好在汇率市场分析已经得到较为明确的结论。

第四节　金融传染形式的简要分析

随着金融市场一体化的深入，同时由于电子通信的发展，各种经济信息可以在瞬间到达地球的每个角落。一个市场的变化会迅速影响另一个市场的变化，利率、汇率、证券、债券、股票等各种市场的相互影响的速度和力度都越来越强，通过市场高度的联动性，一个国家的汇率波动会迅速引起其他国家汇率市场的波动，这是货币危机传染的一种重要的形式，在前文的分析中，市场的高度相关性说明了市场传染的存在性，相关系数的突变说明外部力量可以导致金融市场传染力度在短期内增强，第三节的分析结果则说明，市场参与者的预期突变会引起传染效应的增强。

除了市场联动导致的传染外，还存在其他形式的金融传染，如几个国家金融市场的共同投资者为了降低风险，在A国发生货币危机后，调高了其对其他国家的风险估计，于是从其他国家大量撤资，引发货币压力，如果这些国家本来就存在较高的货币风险，那么突如其来的撤资就可能引发货币危机，从表3.20可以看出，在东南亚货币危机发生后，国际银行确实大量减少了对五个危机国家的货币贷款，到1998年6月，变动率都在10%以上，最高达到30.2%，这对相关国家来说无异于雪上加霜，在货币危机的传染中起到了推波助澜的作用。

另一种形式是投机攻击，大量的国际投机资金不只在有利可图时进行短期逐利。在相关国家存在货币风险时，为了获得投机利益，他们还会运用大量资金迅速向其他薄弱国家发动攻击，这直接导致了货币危机的扩散。在第六章中本书将对投机攻击在货币危机传染中的作用进行进一步的分析。

如果考虑金融市场的投资行为，金融市场还存在另一种传染形式——投资传染，如果B国向A国大量投资，在A国发生货币危机后，造成B国的投资损失，并引发市场参与者对B国货币的贬值预期，从而形成传染渠道。如果B国本来就存在较大的货币隐患，投资损失及其带来的预期突变将会成为货币危机的导火线，推动货币危机的传染。

在东南亚货币危机中，泰国的货币危机引发了韩国的货币危机，投资传染在其中起到了非常重要的作用。在韩国爆发货币危机前，其国内经济本来就存在严重的隐患，主要表现在高负债经营和经常账户的持续逆差。^[1]韩国政府选择了以重工业为主的发展战略。韩国政府通过对银行系统的控制，以行政命令的形式要求商业银行向企业提供贷款支持，大企业集团也利用这一特殊的银企关系获得了政府的巨额资金“援助” ，并利用这些低成本资金盲目扩张产业规模，大企业集团的平均负债率高达400%，而美国是150%～180%。高负债经营增加了企业的生产成本，20世纪90年代上半期，韩国制造业的自有资本收益率仅为1%，而美国为20%左右。1997年初，韩国银行不良资产比例高达25%以上。同时，从1990年起，由于美元持续升值，韩元汇率跟随美元不断走高，严重削弱了韩国出口商品的国际竞争力，出口增长速度大幅下降，经常项目赤字不断扩大，外汇储备日益枯竭。20世纪90年代，除1993年外，韩国的经常账户一直为逆差，1994年经常项目赤字为45.3亿美元，1995年为89亿美元，1996年达到237亿美元。在经常项目长期巨额赤字的情况下，韩国不得不通过大量借用外债来保持国际收支平衡。1996年底，韩国对外经济运行的三项主要指标均出现危机，这三项指标为经常项目差额占国内生产总值的比重、负债率和外汇储备（相当于进口外汇需求的月数），当时它们分别为－4．9%、21．5%、2．8个月进口。其中，后两项分别超过20%和3个月进口的国际警戒线，第一项指标也接近了－5%的国际警戒线，经常账户赤字和对外经济失衡造成韩元贬值的巨大压力。

东南亚国家是韩国的主要投资市场，1986～1992年6月韩国批准在东南亚国家直接投资项目为994项，投资额达14．5亿美元，而同期韩国在美国的投资项目为469项，投资额为12．5亿美元。东南亚已超过美国而成为韩国的主要海外投资地区。^[2]东南亚货币危机爆发后，韩国的大量投资无法收回，投资收益大幅下降，更加引发了国际投资者对韩国经济的担心，于是大量资金从韩国撤离，最终韩国的外汇储备无法支撑韩元汇率，政府不得不放弃对韩元汇率的维护，转向浮动汇率制，货币危机爆发，其中投资传染起到导火线的作用。日本等其他国家在东南亚货币危机期间也受到了投资传染的冲击。

第五节　本章小结

本章主要研究金融市场特别是汇率市场的危机机制问题，关于汇率相关性研究的文献较多，但从货币危机传染渠道来研究市场联系的文献相对较少。本章第一节从汇率市场和股票市场的相关关系的变化入手，分析金融渠道货币危机的传染基础。数据实证显示，在东南亚货币危机期间，各个危机国家汇率市场之间的相关系数发生了明显突变，由一般相关关系突变为高度相关，这种相关关系在持续一段时间后，到1998年第二季度后逐渐消退。相关关系的变化说明两个问题：一方面，货币危机期间汇率市场的高度相关关系使货币危机传染存在了市场基础；另一方面，相关系数的突变也说明在货币危机期间，有异于平稳时期的市场力量来推动市场的共同变化，这些力量包括共同贷款者、共同投资者在几个国家的大规模同时行动，国际投机者对几个国家的同时攻击，由于市场恐慌情绪使得几个国家的汇率市场参与者同时提高了对对方汇率波动的关注程度等，这些力量都是促进货币危机传染的基础。当然，还有一类情况，就是汇率市场间的影响成为汇率波动的主要因素时，各个国家汇率市场的相关系数也会增加。

为了探索汇率市场相关系数增加的原因，本章第二节利用脉冲响应分析实证检验汇率传染力量的大小及其存在性，分阶段的脉冲响应分析结果表明，汇率市场的直接影响在东南亚货币危机期间确实存在，几个危机中心国家对其他国家的影响也比较突出。但整体来看，汇率市场之间的交叉影响在很多时候并不比一个国家汇率波动的滞后影响大；从权重上讲，汇率市场的交叉影响不是导致各国汇率相关系数增加的主要原因。所以，危机国家通过汇率市场对其他国家的影响并不是导致其发生货币危机的唯一主要的因素。

那么，汇率市场的交叉影响能不能导致货币危机从一个国家传递至另一个国家呢？通过对方差方程的分析，第三节的条件异方差分析从另一个角度给出了答案。东南亚危机国家的汇率市场有一个明显特征：汇率市场的波动存在滞后影响，在货币危机发生前，这种滞后影响是收敛的，影响越来越小。而且在货币危机期间，由于市场参与者的恐慌情绪，人们在对下一期市场风险估计的时候，放大了上期的预测误差和市场波动程度（方差），导致预期的市场风险越来越大，人们也会要求更高的风险补偿，当市场不能提供相应的风险补偿的时候，货币危机就发生了。这种货币危机不是由经济基础引起的，而是在货币危机期间市场参与者的心理因素发生变化时导致的。实证结果为自促成式货币危机提供了数据支持。另外，由于最初的波动是由货币危机国家引起的，这也是货币危机传染的机制之一。

在第四节中，本书对金融传染的各种形式及投资传染在韩国、日本货币危机传染中的作用进行了简要的分析。

【注释】

[1]金洪飞，李子奈.由外债依赖和钉住汇率制度引发的货币危机——韩国退出钉住汇率制度的原因、过程和教训.摘自人民网，网址：http://theory.people.com.cn/GB/49154/49155/3721155.html

[2]王勤.亚洲“四小龙”在东南亚投资的现状与特点.国际经贸探索，1993（2）