货币错配波动的集聚性及与汇率、利率的联动性
——基于向量TGARCH-BEKK模型

王中昭

(广西大学 商学院，广西 南宁 530004)

经过了亚洲金融危机、拉美金融动荡和美国次贷危机后，货币错配是诱发金融危机的一个主要原因已成为共识。特别是我国实行浮动汇率制后，货币错配风险更加不可避免，这表明对该问题需要进行全面和深入的研究。货币错配的积累和波动原因较为复杂，但是从货币错配的风险敞口指标(净外币头寸)可以看出，主要来自两个方面：汇率和利率。因此从汇率和利率对货币错配累积的传导以及它们之间的联动性入手，分析货币错配波动的集聚性、对称性问题和动态时滞效应等特征，可以为设计灵活可靠、渐进、减弱货币错配程度的汇率政策提供参考。

一、研究文献回顾

在经历了亚洲金融危机和拉美的金融动荡之后，人们对金融危机和动荡发生的原因进行了全面和深入的研究，特别是1999年Eichengreen 和 Hausmann提出了货币错配概念并采用“原罪”指标来测度货币错配程度后，国内外学者重新审视危机发生的原因，发现大多数发生危机的国家都有巨额外币负债，加上汇率等其它影响因素，进一步导致这些国家的债务型货币错配积累增大，从而发生了全面的金融危机。不仅如此，人们也开始关注像中国这样具有债权型货币错配特征国家的货币错配问题。近年来各国学者从多角度对货币错配问题进行研究，取得了丰富而有实际意义的成果。如果把视角集中在货币错配与汇率、利率和外汇储备的关系上，其研究所形成的主要观点有如下几个方面：一是认为汇率是影响货币错配积累程度的主要因素，Ganapolsky用实际数据验证了货币错配程度与汇率有较强的相关性[1]，无论汇率处于升值还是贬值时期，均对货币错配产生不利影响，但其影响程度和方向不同[2][3]。二是多重汇率或浮动汇率制能否有效地抑制货币错配，各持不同观点。Arteta的实证分析表明发展中国家和转轨国家采用的浮动汇率制并不能控制货币错配，反而加剧了货币错配，但是在浮动汇率制下，如果贸易品和非贸易品生产部门借入外币债务时能考虑自身获取外币资产的能力高低，可有效降低货币错配[4]。Cowan进一步研究认为实行有管理的浮动汇率制度可通过消除隐含的汇率保险和迫使企业把汇率风险内在化而降低敞口风险，从而将货币错配风险控制在合理范围内[5]。三是货币错配的测度与控制。Roberto和Velasco用模型刻画了由于汇率变动导致的货币错配，使汇率和利率在固定和灵活的不断变动中趋于稳定和平衡，利用这种平衡特性达到减少货币错配的目的[6]。莫申生和杨柳勇通过构建效用函数提出采用加快保值工具和对冲交易工具的建设等手段减轻企业的货币错配程度[7]。朱超将经济体分解为公共部门、银行部门、公司部门、居民部门，进行了部门层面间的交叉货币错配测度[8]。张细松和朱新蓉则认为人民币升值使中国的货币错配问题较为严重，持有大量外汇储备是解决货币错配问题的有效方法[9]。但是对于货币错配还有许多问题值得研究，例如货币错配波动的根本原因以及与其它因素的联动性等问题，对于这些问题的研究有助于汇率政策的制定与选择。基于此，本文与以往研究的不同之处在于：一是研究货币错配的波动特征如集聚性、对称性等问题，二是构建三个变量的TGARCH与BEKK联立方程模型，利用多变量的相关性和相互冲击反应分析货币错配与汇率、利率的交积效应和联动性。

二、货币错配的变动特征

货币错配不仅受以往自身波动的影响，而且还受到其它因素的传导影响，如汇率、利率、外汇储备和国民经济的发展等，其波动特征就变得较为复杂。本文选择目前应用较为广泛的货币错配度量指标：AECM(aggregate effective currency mismatch)指标[10](P66-79)。

其中NFCA表示净外币头寸，EXP和MGS分别表示商品或者服务的出口和进口总额，FC和TD分别表示对外总债务和总债务水平。数据来源于国际货币基金组织(IMF)的统计数据(IFS)、历年中国金融年鉴、中国人民银行网站、历年中国统计年鉴、国家外汇管理局网站、中国统计局网站、美联储网站，数据年限为1985～2007年，原始数据略(备索)。根据原始数据计算出货币错配AECM的峰度K=2.264，小于标准峰值3，偏度S=-0.349<0(标准值)，表明货币错配波动的尖峰性不明显，但具有左偏厚尾特征，这与大多数金融资产收益序列的尖峰厚尾特性不相同。非尖峰意味着货币错配受到其它影响因素冲击时其滞后效应具有渐进渗透的波动特征，厚尾性表示相关因素对货币错配的影响是持久的，不会很快消失。

三、向量TGARCH-BEKK模型的估计与分析

在现有研究方法中，ARCH类模型是刻画具有厚尾特性序列的较好方法。特别是由Beba、Engle、Kraft 和 Kroner提出的BEKK模型具有优良的特性：它将需要估计的参数个数进行缩减，避免太多参数在估计时带来的困难，并且能够保证条件方差矩阵是正定的，BEKK模型反映了不同时间序列条件方差的相互影响和冲击波动关系，并且能度量系统波动的协同持续性问题，因此在多变量的研究中得到广泛应用。

如果残差项的条件方差服从GARCH(1，1)过程，则向量的BEKK模型设定形式为：

其中第一个方程为均值方程，第二个方程为条件方差方程，Y和X分别为被解释变量和解释变量的向量形式，εt为随机干扰项向量，It为t时刻获得的市场信息，εt|It-1～N(0，Ht)表示随机干扰项εt在t-1时刻的信息集合条件下服从正态分布，Ht为条件方差—协方差矩阵。C、A、B都是n阶矩阵。设AECM、REX和I分别为货币错配、人民币名义汇率和人民币一年期存款利率指标，对这3个变量同时进行单位根检验，经过反复筛选后，选择有常数项、滞后期为各个序列0～1不等期数和一阶差分模式，检验结果为LLC、IPSW、ADF、PP检验的统计量P值分别为0.000 0、0.000 0、0.000 1、0.000 2，在1%的显著性水平下，四种检验方法均显示AECM、REX和I都是一阶单整I(1)的。

为了考察货币错配波动是否存在非对称性问题，引入TGARCH模型，通过AIC和SC准则检验和反复试算，并经过Wald的组合检验后发现A和B交叉的项对货币错配、汇率和利率的条件方差影响不显著，最后选择的模型为：限定常数项为一个标量的diagonal BEKK、TGARCH(1)、GARCH(1，1)的三个变量联立方程模型。模型估计如下：

(1)

Prob值 0.06 0.03 0.00 R2=0.76,S.E=2.92

(2)

Prob值 0.00 0.00 0.002 R2=0.77,S.E=0.99

(3)

Prob值 0.00 0.00 0.03 R2=0.61,S.E=2.60

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(一)货币错配波动的溢出效应和集聚性

从均值方程(1)～(3)可知，人民币汇率对货币错配具有正向的均值溢出效应，其效应值远远大于利率的作用，是利率的1倍多，货币错配受到汇率的冲击远比利率大，货币错配积累主要由汇率波动形成。反过来，货币错配对汇率和利率的溢出效应明显偏弱，溢出效应值均小于1，但货币错配对利率的溢出效应(0.644 5)比对汇率(0.280 2)大，这是因为货币错配积累是通过资产负债表逆向直接影响利率，而对汇率是间接影响。货币错配与汇率之间存在双向的信息传递机制，方向均为正向，但这种传递的强弱性不对称。

从条件方差方程(4)可知，货币错配受以往自身波动的影响显著，前期对本期影响为0.539 622<1，表明货币错配系统本身有自动稳定的调节功能。汇率和利率等外部因素对货币错配的冲击，导致货币错配具有明显的“波动集聚”效应，货币错配的条件方差受到过去(上一期)的随机误差影响，货币错配对小的冲击后的反应是小波动，大冲击后的反应是大波动，但是0.524 371的波动集聚值并不是很大。另外，货币错配波动集聚呈现出非对称性，非对称效应系数为0.115367>0，表明货币错配的负向冲击大于同期正向冲击，当货币错配水平处在积累增加阶段时(ε1t≥0)，货币错配波动集聚效应值0.524 371和波动持续效应值0.539 622几乎一致，同步变动。相反，当货币错配水平处在降低时期时，货币错配的波动集聚性变得更“急促”(增加了0.115 367波动溢出值)，杠杆效应强。此时波动集聚效应(0.639 738)远大于波动的持续性(0.539 622)。这说明当货币错配弱化时，表现出波动反应迅速、持续时间较长的特点。由于我国属于债权型的货币错配，债权型货币错配程度减弱的主要特征是外币资产的本币价值缩水或者是外币负债的本币价值增大，微观经济主体的财务状况会往不利方向发展，故其反应就会更加强烈。

(二)货币错配波动集聚敏感性与持续性

表1 货币错配波动集聚敏感性

在1989～1990年、1993～1996年以及2004年货币错配对过去自身波动反应的敏感性较强烈，由于这些年(除2004年外)ε1t<0，非对称杠杆效应增加，导致其敏感程度上升，这是敏感性与杠杆效应叠加作用的结果，但是实际上杠杆效应仅占敏感值的一小部分，因此总体来看在1992年以前没有达到强弹性的数值范围，此后连续几年有较强的敏感性。1997年后货币错配对过去波动的敏感性逐渐递减，到2003年达到最低。在亚洲金融危机期间(1997～2000年)其敏感性也不强，2004年以后出现较大波动。从货币错配的原始指标来看，是保持平稳的上升趋势，而对其过去自身波动反应的敏感性出现上下无规律的变动，这表明货币错配的波动不是来自于自身的积累程度，更多地取决于外部因素的作用。

下面再看货币错配波动的持续性和衰减过程。由式(4)进一步得到：

因此，当货币错配积累处在增长阶段时，货币错配方程的过去各期随机干扰项对货币错配条件方差冲击的总累积效应为0.524371/(1-0.539622)=1.139。由于ε1t≥0时，会有dit=0，故第t年货币错配波动集聚滞后效应值为0.524371×0.539622t，第6年滞后效应值为0.012，几乎接近于零，因此可以判断货币错配波动集聚效应的滞后持续期约为6年，其持续波动平均衰减率为59.8%(=2×(0.539622-1)/(0.539622+1))，而当货币错配积累处在降低阶段时，随机干扰项各期对货币错配的条件方差冲击的总累积效应为1.390，比处在增长阶段时强。因为当ε1t<0时,d1t=1，故第t年的溢出滞后效应值为0.524371×0.539622t+0.115367×0.539622t，第7年滞后效应值为0.009，因此可以判断货币错配波动集聚效应的滞后持续期约为7年。货币错配一旦受到汇率和利率的冲击，滞后效应在短期内难以消失，具有长记忆特性。货币错配受到汇率冲击所产生的波动的厚尾和非对称性较为明显。然而不管在什么阶段，其冲击的长期平均水平不高。

(三)汇率和利率波动集聚效应与持续性

由式(5)可知，第一，当汇率处于升值阶段时(ε2t<0)，人民币汇率波动集聚效应比贬值时强烈，几乎是贬值的9倍，但是衰减因子0.318 067比较小，故其效应持续时间短，属于瞬时效应。第二，汇率处于升值和贬值时期的冲击总累积效应分别为3.925和0.434，这是因为当人民币升值时，即ε2t<0,从而d2t=1，总累积效应=(0.296232+2.380582)/(1-0.318067)=3.925。当汇率处在贬值阶段时，即ε2t≥0,从而d2t=0，总累积效应=0.296232/(1-0.318067)=0.434。这意味着人民币升值具有强烈的波动集聚效应，因此人民币升值幅度应控制在合理范围内，至少要比贬值的幅度小，否则会造成强烈的波动效应。

由式(6)可知，利率的波动集聚性、持续时间和波动长期累积效应几乎与汇率是一致的，主要是因为利率与汇率具有较强的关联性。另外货币错配波动记忆性要比汇率和利率都强。

式(7)反映了汇率和货币错配的协方差变动特征，两者协方差受以往自身协方差波动的影响是显著的，其波动持续性要比货币错配方差短，而比汇率方差长。除此以外，其波动的集聚性和衰减程度取决于如下两个因素：一是前期的汇率和货币错配的协方差，二是前期汇率和货币错配变动的交积方向，当人民币升值(ε2t<0)和货币错配积累减少(ε1t<0)时，汇率和货币错配联合波动集聚效应下降。而在其它情况下，其联合波动集聚效应是上升的。这说明在进行汇率政策选择时，为了保持汇率和货币错配状态的稳定性，应尽量避免当人民币升值时货币错配积累减少的情况发生。由式(8)和(9)可知，货币错配和利率的协方差变动特性与汇率一致，但是汇率和利率的协方差波动集聚效应、持续性和对称性则有很大不同，前期的利率和汇率波动方向以及前期的协方差对汇率和利率的协方差波动集聚能起到放大几倍的作用，因此汇率与利率的交积影响非常显著。

四、货币错配波动与汇率和利率的联动性

根据我国汇率制度的变迁，1985～1993年实行官方汇率与贸易外汇内部结算价并存的相对稳定调控汇率制，1994～2007年基本上是实行单一盯住美元汇率制和参考一篮子货币进行调节，有管理的浮动汇率制。因此把汇率制度分为两个时期：1985～1993年和1994～2007年。计算各条件方差和协方差的相关系数，结果见表2和表3。

表2 各序列的方差和协方差的相关性(1985～1993)

表3 各序列的方差和协方差的相关性(1994～2007)

货币错配与汇率联动性有如下特征：第一，在1985～1993年间，汇率与货币错配的联动性比后一时期(1994～2007年)稍强，1994年以后实行的汇率政策对货币错配的传导是弱化的，一方面由于这个时期的人民币汇率与国际主导货币在一个相对窄的区间内协同变化，加上各种配套改革措施，尽管在某一时期货币错配积累比较强，但受到各方因素影响而最终形成的货币错配程度逐渐减弱，表现为货币错配方差的波动性持续时间长和联动性弱的特点；另一方面从1994年至今人民币汇率几乎一直处于升值状态，有利于经济的发展并抑制了中国以债权型货币错配为主要特征的货币错配程度积累。第二，无论是哪个时期，货币错配与汇率的协方差和货币错配与利率的协方差的联动性较强，而利率方差和汇率与利率协方差的联动性也较强，1994年后达到0.99，货币错配、汇率和利率相互传导，形成相互促进和制约的联动机体，但是这种联动性主要体现在前述的两种关系上。单一的汇率波动并不能很好地解释货币错配的形成原因与冲击效应，汇率改革后的更具弹性汇率机制加大了利率的波动幅度，因此要防止人民币汇率的宽幅振动导致利率过度波动，从而损害微观经济主体的利益。第三，货币错配与利率的联动性有由弱转强的趋势，随着经济全球化和国际资本流动的加快(而资本流动与利率密切相关)，货币错配与利率的联动性增强，但没有呈现出稳定的规律性变化。

图1 货币错配和汇率的条件方差

汇率与货币错配联动在金融危机期间变得更加明显，而且货币错配受到汇率冲击后的反应更强烈。以亚洲金融危机期间(1997～2000年)为例，经计算在这一时期的货币错配方差与汇率方差、利率方差的相关系数分别达到-0.59和-0.57，比其它任何时期都要高，货币错配与汇率、利率的联动性增强，这场由泰国宣布放弃固定汇率制，实行浮动汇率制导致泰铢大幅度贬值的亚洲金融危机对我国的负面影响是明显的，从图1进一步可知，在1997～2000年金融危机期间，货币错配的方差变得异常大，而同期的汇率方差相对应地变小，为了抵御金融危机的冲击，中国维持人民币汇率不贬值，其波动区间就非常小，但是危机冲击对货币错配的影响是脉冲式效应，成倍在放大，是其它时期的7倍多，具有倒“U”的形式，在1997年货币错配的条件方差值达到43.3的顶峰。主要原因包括：一是受危机影响，中国出口大幅度减少，收入减少，从而以净外币资产头寸为主要特征的货币错配加剧。二是进口成本提高，外币负债增加，资产负债状况恶化，货币错配累积程度上升。三是维持人民币不贬值，由于当时东南亚各国汇率贬值严重，人民币不贬值就意味着升值，人民币升值就会造成外币资产以本币计值的减少，货币错配波动就更加激烈。但是43.3条件方差峰值逐年分解后的余效应在4年后就变得很小了(0.099)，这表明在中国，亚洲金融危机对货币错配冲击形成的脉冲效应在4年之后消失，并不是持久的，对货币错配产生持久影响的仍然是汇率和利率。而且从图1可以看出：在1997年金融危机发生以前的1995和1996年货币错配的条件方差就开始迅速增大，可以认为经向量TGARCH-BEKK模型拟合后货币错配的条件方差是有助于预先判断金融危机发生的先验方法之一。

五、结论

第一，货币错配受到汇率冲击时的溢出效应比利率大，但反过来货币错配对利率的溢出效应比汇率大。因此货币错配对宏观经济所造成的逆向后果和程度首先反映在利率上，进一步扩散到微观实体经济。

第二，货币错配波动集聚性滞后效应持续约6～7年。人民币汇率适当贬值有利于弱化货币错配波动集聚性程度，减少货币错配的脉冲反应，使人民币汇率、利率和货币错配协同变动处于相对稳定状态，有利于国民经济的发展。但是汇率贬值不能有效地削弱货币错配积累程度。

第三，由于汇率与货币错配、利率联动性较强，2005年改革后的人民币更具弹性的汇率机制加大了利率波动幅度，要防止人民币汇率的宽幅振动导致利率过度波动和货币错配程度的加重，从而损害微观经济主体利益。

第四，货币错配与利率的联动呈现出由弱转强的趋势，利率政策会更加明显地影响货币错配水平，在盯住美元利率的情况下，适度的人民币利率波动区间是必要的。

第五，条件方差是判断金融危机发生的先验方法之一。在中国，亚洲金融危机对货币错配冲击形成的脉冲效应在4年之后消失，并不是持久的。汇率、利率等因素才对货币错配起到持久影响作用。

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