體制轉(zhuǎn)換模型如何預(yù)測貨幣危機

1、當前文檔修改密碼：8362839 MACROBUTTON MTEditEquationSection2 Equation Chapter 1 Section 1 SEQ MTEqn r h * MERGEFORMAT SEQ MTSec r 1 h * MERGEFORMAT SEQ MTChap r 1 h * MERGEFORMAT 體制轉(zhuǎn)換模模型能預(yù)預(yù)測貨幣幣危機嗎嗎？中國人民銀銀行研究究生部教教研處 張張 偉 本文作者是中國人民銀行研究生部教研處研究人員，在讀博士生。感謝國際貨幣基金研究局經(jīng)濟學家阿布杜阿比達（Abdul Abiad）博士向本論文作者提供了數(shù)據(jù)和Eviews編程語言支持

2、，感謝兩位博士生導(dǎo)師中國證監(jiān)會首任主席劉鴻儒教授和中國人民銀行研究生部主任唐旭博士在百忙之中為本論文提出了寶貴的修改意見。內(nèi)容提要要體制轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換模型型是一種種模擬時時間序列列顯著變變化或中中斷的方方法。變變動概率率體制轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換模型型克服了了標準貨貨幣危機機預(yù)警方方法的幾幾個固有有缺陷，預(yù)預(yù)測貨幣幣危機的的準確性性更高，發(fā)發(fā)出的錯錯誤信號號更少。本本文以名名義匯率率月變化化率為因因變量，在在引入因因變量一一階自回回歸過程程對阿比比達（220033）提出出的變動動概率體體制轉(zhuǎn)換換模型進進行了修修改的基基礎(chǔ)上，采采用改進進后的模模型對阿阿根廷等等12個國國家或地地區(qū)在119788年1月至20002年年5

3、月期間間發(fā)生或或可能發(fā)發(fā)生的貨貨幣危機機進行了了研究。本本文主要要回答兩兩個問題題：根據(jù)據(jù)體制轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換模型型建立的的貨幣危危機預(yù)警警系統(tǒng)是是否具有有更強的的預(yù)警能能力？它它預(yù)測危危機發(fā)生生的時機機是否更更準確？研究表表明：變變動概率率體制轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換模型型體制轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換模型型能夠較較為準確確地預(yù)測測貨幣危危機發(fā)生生的可能能性和發(fā)發(fā)生的時時點；但但是，對對于不同同的國家家或地區(qū)區(qū)，模型型的預(yù)警警效果有有高有低低；總體體而言，該該模型的的預(yù)警能能力很強強，預(yù)警警時效性性較強。關(guān) 鍵 詞體制，體體制轉(zhuǎn)換換模型，貨貨幣危機機，預(yù)警警系統(tǒng)一、文獻回回顧圖1 泰銖匯率月變化率圖中數(shù)據(jù)為1978年2月至2002年5月泰

4、銖兌美元的名義匯率月變化率（直接標價法）的月度數(shù)據(jù)。如圖所示，泰銖匯率在1997年7月出現(xiàn)大幅度貶值，即發(fā)生了明顯的體制轉(zhuǎn)換。數(shù)據(jù)來源：國際金融統(tǒng)計（International Financial Statistics）。體制轉(zhuǎn)換模模型是一一種模擬擬時間序序列顯著著變化或或中斷的的方法 體制轉(zhuǎn)換是指時間序列發(fā)生顯著變化或中斷，如股票指數(shù)飆升或狂跌、匯率急劇貶值、經(jīng)濟增長趨勢逆轉(zhuǎn)等。該該模型一一直是經(jīng)經(jīng)濟學家家慣用的的分析工工具，它它在經(jīng)濟濟領(lǐng)域中中的應(yīng)用用最早可可以追溯溯到19958年年。匡特特（19958）、戈戈德菲爾爾德和匡匡特（119733，19775）先先后使用用該模型型描述和和研究了

5、了非均衡衡市場。最最常用的的體制轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換模型型是馬爾爾科夫體體制轉(zhuǎn)換換模型。任任何變量量的時間間序列發(fā)發(fā)生體制制轉(zhuǎn)換，實實質(zhì)上是是該變量量各個狀狀態(tài)（即即“體制”）的概概率分布布發(fā)生了了變化（如如圖1所示）。根根據(jù)變量量由一種種狀態(tài)向向另一種種狀態(tài)變變遷的概概率是否否變化，該該模型分分為固定定概率體體制轉(zhuǎn)換換模型和和變動概概率體制制轉(zhuǎn)換模模型。固固定概率率體制轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換模型型曾被用用于分析析利率期期限結(jié)構(gòu)構(gòu)（漢圖1 泰銖匯率月變化率圖中數(shù)據(jù)為1978年2月至2002年5月泰銖兌美元的名義匯率月變化率（直接標價法）的月度數(shù)據(jù)。如圖所示，泰銖匯率在1997年7月出現(xiàn)大幅度貶值，即發(fā)生了明顯的體制轉(zhuǎn)換。數(shù)

6、據(jù)來源：國際金融統(tǒng)計（International Financial Statistics）。 體制轉(zhuǎn)換是指時間序列發(fā)生顯著變化或中斷，如股票指數(shù)飆升或狂跌、匯率急劇貶值、經(jīng)濟增長趨勢逆轉(zhuǎn)等。在亞洲危機機爆發(fā)之之前，主主要有兩兩類標準準的貨幣幣危機預(yù)預(yù)警方法法：一是是受限因因變量PProbbit模模型或LLogiit模型型，如FFR PProbbit模模型（弗弗蘭科爾爾和羅斯斯，19996）、KMMP LLogiit模型型（庫瑪瑪、默爾爾斯和佩佩勞丁，2002）；二是指標分析法，如KLR信號分析法（卡明斯基、李讓多和雷恩哈特，1998）、DCSD模型（國際貨幣基金組織發(fā)展中國家研究部，1998

7、）。對于評估金融脆弱性，上述模型比信用評級、債券息差和在險價值（Value-at-Risk）等方法的準確性更高（伯格和安德魯?shù)热耍?999，2003）。然而，標準的貨幣危機預(yù)警方法存在幾個明顯的缺陷。第一，標準的貨幣危機預(yù)警方法需要事先確定危機期。確定危機期的通常做法是：分別計算匯率、國際儲備和/或利率的變化率，并為它們選擇一個權(quán)重，將它們組合成投機壓力指數(shù)（The Index of Speculative Pressure），事先指定投機壓力指數(shù)的依樣本閥值（The Sample-dependent Threshold），然后根據(jù)某一特定期間投機壓力指數(shù)的實際計算值是否超過該閥值確定該期間是

8、否發(fā)生危機。根據(jù)這個程序，不同的預(yù)警方法確定的危機期是不盡相同的。例如，卡明、辛德勒和薩繆爾（2001）用他們確認的危機期與KLR信號分析法確認的危機期進行了比較，結(jié)果表明，只有61%的危機期是兩種方法共同確認的。第二，盡管閥值法能確認危機期，但是閥值的選擇是任意的，至今沒有令人信服的統(tǒng)一標準 在所查閱的文獻中，閥值包括（阿茲等人，1999）、（卡拉馬扎等人，2000）、（卡明等人，2001）、（艾迪遜，2000）和（KLR，1997）等幾種，其中為樣本標準差。很明顯，選擇不同的閥值，將得到不同的危機期和不同的參數(shù)估計值。閥值有時被處理為一個人為給定的百分數(shù)（例如5%），這有可能犯“人為制造危

9、機”的錯誤。而且，閥值具有樣本依賴性，這意味著未來的數(shù)據(jù)可能影響已經(jīng)確認的危機。這是因為，閥值是根據(jù)樣本標準差定義的，發(fā)生一次新的相對嚴重的危機（例如亞洲危機）可能導(dǎo)致先前確認的危機不再被確認為危機。艾迪遜（2000）研究發(fā)現(xiàn)，如果使用1997年以前的數(shù)據(jù)，閥值法確認馬來西亞發(fā)生了5次危機，但是，如果使用1999年以前的數(shù)據(jù)，閥值法只發(fā)現(xiàn)1次危機（即1997年危機），其它危機都“消失了”。為了解決這個問題，通常的做法是使用“視窗排除（Exclusion of Window）”原理：如果在一定的時間視窗范圍內(nèi)，某些危機伴隨以前的某次危機而發(fā)生，那么可以認為這些危機只是前一次危機的延續(xù)，從而排除這

10、些危機。然而，排除視窗的寬度是任意選擇的，可以是1個季度（艾青格林、羅斯和威普羅茨，1996）、18 在所查閱的文獻中，閥值包括（阿茲等人，1999）、（卡拉馬扎等人，2000）、（卡明等人，2001）、（艾迪遜，2000）和（KLR，1997）等幾種，其中為樣本標準差。體制轉(zhuǎn)換模模型很好好地克服服了上述述問題。第第一，體體制轉(zhuǎn)換換模型不不需要事事先確定定危機期期，而是是在使用用最大似似然法預(yù)預(yù)測危機機發(fā)生概概率的同同時獲得得危機的的發(fā)生時時期和特特征。因因此，可可以直接接避免因因使用閥閥值法和和視窗排排除原理理而產(chǎn)生生的問題題。第二二，體制制轉(zhuǎn)換模模型不需需要將連連續(xù)變量量轉(zhuǎn)換成成二元變變量

11、，并并且不使使用視窗窗排除原原理，從從而不會會產(chǎn)生樣樣本信息息丟失問問題，因因變量的的動態(tài)信信息能夠夠完整保保留。由由于體制制轉(zhuǎn)換模模型具有有這些優(yōu)優(yōu)點，亞亞洲危機機爆發(fā)之之后，該該模型開開始被用用于研究究和建立立貨幣危危機預(yù)警警系統(tǒng)。珍珍尼和馬馬遜（119988）、弗弗拉茨謝謝爾（119999）相繼繼建立和和發(fā)展了了多重均均衡貨幣幣危機模模型，并并使用馬馬爾科夫夫轉(zhuǎn)換變變量模擬擬了多重重均衡之之間的相相互轉(zhuǎn)換換過程。然然而，他他們假定定從一種種均衡向向另一種種均衡轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換的概概率是一一成不變變的。塞塞拉和薩薩克斯納納（20002）使使用馬爾爾科夫轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換模型型分析了了19997年印印度尼西西亞危

12、機機，研究究危機爆爆發(fā)是否否源于國國內(nèi)因素素、季節(jié)節(jié)性因素素或者是是由于鄰鄰國傳染染所致。馬馬丁內(nèi)茲茲-皮利亞亞（20002）使使用1997919993年數(shù)數(shù)據(jù)，借借用變動動概率馬馬爾科夫夫轉(zhuǎn)換模模型模擬擬了1999219993年歐歐洲匯率率機制（Exchange Rate Mechanism，簡稱ERM）動蕩。阿比達（2003）將體制轉(zhuǎn)換模型用于預(yù)測貨幣危機，他選擇匯率作為因變量，以19721999年期間的數(shù)據(jù)為樣本，利用單參數(shù)檢驗顯著的預(yù)警指標分別對遭受亞洲金融危機沖擊的五個國家 這五個國家是印度尼西亞、韓國、馬來西亞、菲律賓和泰國。進行了分析。馬丁內(nèi)茲-皮利亞（2002）研究發(fā)現(xiàn)，體制轉(zhuǎn)

13、換模型不僅能夠確認艾青格林、羅斯和威普羅茨（1996）所確認的所有危機事件，而且能夠確認更多的危機事件。而且，體制轉(zhuǎn)換模型預(yù)測貨幣危機的準確性比標準的預(yù)警方法更高，而且發(fā)出的錯誤信號更少（阿比達，2003）。 這五個國家是印度尼西亞、韓國、馬來西亞、菲律賓和泰國。盡管如此，體體制轉(zhuǎn)換換模型并并非完美美無缺。筆筆者在阿阿比達（2003）研究的基礎(chǔ)上，通過擴大研究范圍、改變樣本區(qū)間、挑選不同的外生變量以及對因變量時間序列引入一階自回歸，試圖全面、客觀地評價體制轉(zhuǎn)換模型在建立貨幣危機預(yù)警系統(tǒng)方面的效果。本文主要回答兩個問題：根據(jù)體制轉(zhuǎn)換模型建立的貨幣危機預(yù)警系統(tǒng)是否有更強的預(yù)警能力？它預(yù)測危機發(fā)生的

14、時機是否更準確？本文第二部分給出檢驗中將使用的模型，第三部分給出并分析檢驗結(jié)果，第四部分總結(jié)研究結(jié)論。二、模型本論文以各各個樣本本國家或或地區(qū)的的名義匯匯率變化化率為因因變量（用用表示）。假假設(shè)名義義匯率變變化率的的時間序序列遵循循下列特特殊結(jié)構(gòu)構(gòu)的一階階自回歸歸： MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 1)其中，為名名義匯率率變化率率在時期期的狀態(tài)態(tài)變量或或體制變變量，為為體制下下回歸系系數(shù)向量量，為體體制下外外生變量量向量，為體制

15、下與外生變量向量相對應(yīng)的回歸系數(shù)向量，為一階自回歸系數(shù)，即在體制下服從均值為0、方差為、各期之間相互獨立的正態(tài)分布。體制轉(zhuǎn)換模模型的基基本前提提是，我我們在事事前無法法直接觀觀察因變變量的體體制變化化這一現(xiàn)現(xiàn)象，而而因變量量的行為為卻依賴賴于體制制，即在在不同的的體制下下，因變變量表現(xiàn)現(xiàn)出不同同的行為為方式。就就本論文文研究的的名義匯匯率變化化率而言言，一方方面，“是否出出現(xiàn)急劇劇貶值或或升值”或“是否發(fā)發(fā)生危機機”這個體體制變量量是一個個無法直直接觀察察的二元元變量，這這類無法法直接觀觀察的變變量被稱稱為潛伏伏變量；另一方方面，名名義匯率率變化率率的行為為依賴于于這個二二元潛伏伏變量。很很明

16、顯，名名義匯率率變化率率在危機機狀態(tài)下下與在平平靜狀態(tài)態(tài)下的行行為具有有顯著性性差異。一一般地，在在危機狀狀態(tài)下，名名義匯率率變化率率的均值值將發(fā)生生漂移、波波動性將將更強。假假設(shè)名義義匯率變變化率的的潛伏變變量遵循循一階雙雙態(tài)馬爾爾科夫鏈鏈，其中中定義危危機狀態(tài)態(tài)，定義平平靜狀態(tài)態(tài)，則 MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 2)也就是說，因因變量的的概率分分布以及及各個參參數(shù)是隨隨體制轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換而變變化的。如如果將因因變量關(guān)關(guān)于的條條件

17、密度度記作向向量，則則： MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 3)其中，代表表條件密密度的參參數(shù)向量量。在當前狀態(tài)態(tài)給定條條件下，停停留在當當前狀態(tài)態(tài)或向另另一種狀狀態(tài)轉(zhuǎn)換換都有一一定的可可能性，這這依賴于于一個國國家或地地區(qū)經(jīng)濟濟金融基基本面的的健康程程度。通通過選擇擇一定數(shù)數(shù)量的統(tǒng)統(tǒng)計顯著著性外生生變量，可可以較好好地衡量量一個國國家或地地區(qū)經(jīng)濟濟金融基基本面的的健康程程度。具具體而言言，潛伏伏變量的的體制轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換是通通過轉(zhuǎn)換換概

18、率矩矩陣來實實現(xiàn)的： MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 4)其中，它它是從期期的狀態(tài)態(tài)轉(zhuǎn)換到到第期狀狀態(tài)的概概率（）；為累計計概率分分布函數(shù)數(shù)，為了了簡化，一般假設(shè)累計概率分布函數(shù)為對數(shù)正態(tài)分布；為外生變量向量在第期的樣本值；分別是平靜狀態(tài)和危機狀態(tài)的外生變量回歸系數(shù)向量。我們的目標標是根據(jù)據(jù)因變量量和所有有外生變變量從基基期到期期的樣本本矩陣估估計參數(shù)數(shù)向量和和轉(zhuǎn)換概概率矩陣陣，然后后基于參參數(shù)估計計值和轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換概率率估計值值推斷

19、某某一時期期因變量量處于某某種體制制的條件件概率，其其中。在獨獨立同分分布（）情情形下，關(guān)關(guān)于的推推斷僅僅僅依賴于于和。在參參數(shù)向量量已知時時，可以以推斷第第期處于于兩種體體制的條條件概率率和，然后后將這兩兩個條件件概率列列成一個個二維列列向量。如如果給定定第期的的所有信信息，可可以利用用第期和第期轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換概率率矩陣計計算第期期處于兩兩種狀態(tài)態(tài)的條件件預(yù)測概概率和，如等等式（66）所示示，同樣樣地，可可以將第第期在兩兩種狀態(tài)態(tài)下的條條件概率率預(yù)測值值列成一一個二維維列向量量。通過過等式（5）和等式（6）迭代，可以推斷任意時期的條件概率向量： MACROBUTTON MTPlaceRef * ME

20、RGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 5)= MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 6)其中，是第第期的轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)換概率率矩陣，如如等式（4）所示，“”表示元素與元素相乘，“”矩陣相乘，是因變量關(guān)于的條件密度向量，如等式（3）所示。等式（5）計算第期處于第種狀態(tài)的條件概率，它是條件聯(lián)合密度函數(shù)與條件邊際密度函數(shù)的比率 條件聯(lián)合密度函數(shù)

21、，其中；條件邊際密度函數(shù)是兩種狀態(tài)的聯(lián)合分布之和，即。等式（6）計算計算第期處于兩種狀態(tài)的條件預(yù)測概率 條件預(yù)測概率。 條件聯(lián)合密度函數(shù)，其中；條件邊際密度函數(shù)是兩種狀態(tài)的聯(lián)合分布之和，即。 條件預(yù)測概率。如果給定初初始值和和參數(shù)向向量的估估計值，通通過上述述迭代公公式可以以計算任任意時期期的（）。確確定初始始值至少少有兩種種方法，一一種方法法是令，其其中，是是一個二二維列向向量，兩兩個元素素非負且且它們之之和等于于1；另一一種方法法由下面面闡述的的最大似似然法估估計。實實際上，對對于時段段足夠長長的時間間序列，初初始值的的選擇對對于函數(shù)數(shù)的影響響微不足足道，無無論是作作為獨立立的參數(shù)數(shù)進行估

22、估計，還還是作為為參數(shù)向向量函數(shù)數(shù)進行計計算，甚甚至僅僅僅把它設(shè)設(shè)定為一一個常數(shù)數(shù)，對于于該模型型估計結(jié)結(jié)果影響響并不大大（阿比比達，220033）。本本論文采采用第一一種方法法確定初初始值。我們采用最最大似然然法估計計參數(shù)向向量。將將各個時時期邊際際密度函函數(shù)的對對數(shù)值加加總可以以得到對對數(shù)似然然函數(shù)： MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 7)其中，。通通過似然然最大化化條件，可可以計算算估計值值，同時時，任意意時期處處于危機機狀

23、態(tài)的的條件概概率的預(yù)預(yù)測值也也被估計計出來，這這些預(yù)測測值構(gòu)成成危機發(fā)發(fā)生概率率序列。每每當危機機發(fā)生概概率大于于0.550時，我我們認為為預(yù)警系系統(tǒng)發(fā)出出1次警報報信號。三、檢驗（一）指標標本文取名義義匯率月月變化率率為因變變量。對對于外生生變量，考考慮到所所研究的的樣本國國或地區(qū)區(qū)具有各各自不同同的經(jīng)濟濟背景，為為此，本本文挑選選了200個備選選指標，如如表1所示。這這20個指指標分為為三類，依依次是宏宏觀經(jīng)濟濟不平衡衡指標、資資本流動動指標和和金融脆脆弱性指指標。表1 外外生變量量的備選選指標類別指標宏觀經(jīng)濟不不平衡指指標實際匯率對對長期趨趨勢的偏偏離程度度貿(mào)易賬戶余余額（出出口-進口）

24、與與GDPP的比率率？出口增長率率準貨幣（MM2）與與外匯儲儲備的比比率準貨幣（MM2）與與外匯儲儲備比率率的增長長率外匯儲備增增長率國內(nèi)信貸增增長率工業(yè)生產(chǎn)增增長率GDP實際際增長率率資本流動指指標實際利率3個月倫敦敦同業(yè)拆拆借利率率（LIIBORR）銀行外債凈凈額與銀銀行資產(chǎn)產(chǎn)的比率率短期外債與與外匯儲儲備的比比率非直接投資資余額與與GDPP的比率率銀行體系脆脆弱性指指標銀行資產(chǎn)與與GDPP的比率率中央銀行向向銀行發(fā)發(fā)放的貸貸款與銀銀行負債債的比率率銀行存款與與M2的比比率銀行資本金金與銀行行資產(chǎn)的的比率銀行資產(chǎn)與與銀行負負債的比比率銀行資產(chǎn)與與銀行負負債比率率的增長長率但是，在實實際估計

25、計中，指指標過多多將可能能產(chǎn)生多多重共線線性、過過度識別別等問題題。為了了避免這這些問題題，必須須從上述述20個指指標中挑挑選為數(shù)數(shù)不多的的顯著性性強的指指標（本本文選取取5個）。為為此，首首先對各各個備選選指標的的樣本數(shù)數(shù)據(jù)標準準化。如如果以表表示第備備選指標標在第期期的樣本本值，表表示第備備選指標標的樣本本平均值值，那么么可以由由公式（11）對備選指標標準化。 MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 11)其中，為第第備選指指標標準

26、準化后在在第期的的樣本值值，為樣樣本時期期數(shù)。其次，根據(jù)據(jù)備選指指標檢驗驗值的顯顯著性確確定外生生變量或或預(yù)警指指標。對對每一個個樣本國國或地區(qū)區(qū)，分別別用上述述20個指指標中的的1個指標標進行回回歸分析析，根據(jù)據(jù)該指標標的參數(shù)數(shù)估計的的顯著性性決定是是否選擇擇這個指指標。回回歸分析析的參數(shù)數(shù)估計及及其檢驗驗值如表表2所示。對對于被確確定為外外生變量量的指標標，單變變量回歸歸分析中中的系數(shù)數(shù)向量相相當于參參數(shù)向量量，即決決定仍然然處于平平靜狀態(tài)態(tài)的概率率的參數(shù)數(shù)向量。此此外，在在回歸分分析時，所所有外生生變量均均進行一一種轉(zhuǎn)換換：即如如果該外外生變量量的樣本本值增加加，因變變量仍然然處于平平靜

27、狀態(tài)態(tài)的概率率將降低低，也就就是說，參參數(shù)估計計值應(yīng)該該為負數(shù)數(shù)。如果果參數(shù)估估計值為為負，被被視為符符號正確確，經(jīng)濟濟檢驗通通過；否否則，符符號錯誤誤，經(jīng)濟濟檢驗不不通過。（二）數(shù)據(jù)據(jù)本文使用阿阿根廷、巴巴西、中中國、香香港、印印度、印印度尼西西亞、韓韓國、馬馬來西亞亞、墨西西哥、菲菲律賓、俄俄羅斯、泰泰國等112個國國家或地地區(qū)在119788年1月至20002年5月期間間的月度度數(shù)據(jù)估估計模型型。原始始數(shù)據(jù)來來源于國國際金融融統(tǒng)計（光光盤版）（International Financial Statistics CD-ROM）。（三）估計計結(jié)果1.單個外外生變量量的估計計結(jié)果仔細觀察表表2

28、中的數(shù)數(shù)據(jù)，我我們可以以發(fā)現(xiàn)，對對于大多多數(shù)國家家而言，實實際匯率率對長期期趨勢偏偏離程度度的參數(shù)數(shù)估計值值不僅符符號正確確，而且且檢驗值值也是顯顯著的（俄俄羅斯除除外）。實實際上，對對于所有有樣本國國或地區(qū)區(qū)，實際際匯率對對長期趨趨勢的偏偏離程度度是唯一一符號正正確并且且顯著性性較強的的指標。出出口增長長率、準準貨幣（M22）與外外匯儲備備的比率率、準貨貨幣（MM2）與與外匯儲儲備比率率的增長長率、外外匯儲備備增長率率等4個指標標對于所所有樣本本國或地地區(qū)而言言符號均均正確，但但是它們們的檢驗驗值對某某些樣本本國或地地區(qū)是顯顯著的。出出口增長長率和外外匯儲備備增長率率對于大大多數(shù)樣樣本國或或

29、地區(qū)是是顯著的的，這與與選擇名名義匯率率月變化化率作為為因變量量有一定定的關(guān)系系。其它它變量的的參數(shù)估估計值對對于某些些樣本國國或地區(qū)區(qū)要么符符號正確確而檢驗驗值不顯顯著，要要么檢驗驗值顯著著而符號號不正確確。這充充分說明明：不同同的國家家或地區(qū)區(qū)，由于于具有不不同的經(jīng)經(jīng)濟環(huán)境境，各個個指標在在預(yù)測貨貨幣危機機方面的的表現(xiàn)必必然是不不盡相同同的。根據(jù)單個外外生變量量的回歸歸分析結(jié)結(jié)果，對對于每個個樣本國國或地區(qū)區(qū)，我們們分別選選擇了55個顯著著性較強強的外生生變量作作為預(yù)警警指標（已已在表22中以下下劃線“_”標注）。當當然完全全根據(jù)符符號和單單參數(shù)檢檢驗的顯顯著性選選擇指標標有可能能出錯，這

30、這是因為為，預(yù)警警指標之之間的相相關(guān)性有有可能降降低它們們的預(yù)警警能力。2.多個外外生變量量的估計計結(jié)果表3列出了了多個外外生變量量的估計計結(jié)果。根根據(jù)估計計結(jié)果，我我們發(fā)現(xiàn)現(xiàn)，狀態(tài)態(tài)0（即平平靜狀態(tài)態(tài)）的均均值和標標準差均均低于狀狀態(tài)1（即危機機狀態(tài)），而而且，兩兩種狀態(tài)態(tài)下的差差異是顯顯著的。在在平靜狀狀態(tài)，除除巴西外外，大多多數(shù)樣本本國或地地區(qū)名義義匯率月月變化率率的樣本本均值均均低于00.255%，而而在危機機狀態(tài)，名名義匯率率月變化化率的樣樣本均值值最高的的達到440.556%（巴巴西）。在在平靜狀狀態(tài)，大大多數(shù)樣樣本國或或地區(qū)名名義匯率率月變化化率的樣樣本標準準差均低低于5%，而在

31、在危機狀狀態(tài)，名名義匯率率月變化化率的樣樣本標準準差最高高的達到到54.09%（巴西西）。根根據(jù)估計計結(jié)果，我我們不難難得出結(jié)結(jié)論：危危機狀態(tài)態(tài)的均值值和標準準差與平平靜狀態(tài)態(tài)的均值值和標準準差在統(tǒng)統(tǒng)計上是是顯著不不同的，從從而，均均值和波波動性是是區(qū)分危危機狀態(tài)態(tài)和平靜靜狀態(tài)的的顯著特特征。對于任意樣樣本國或或地區(qū)，在在單個外外生變量量估計中中，盡管管所選擇擇預(yù)警指指標的參參數(shù)估計計值符號號正確并并且顯著著性較強強，但是是在多個個外生變變量估計計中，符符號并非非完全正正確，而而且顯著著性也有有所降低低。正如如前面指指出的，在在單個外外生變量量估計中中，某些些指標的的顯著性性本來并并不高，而而

32、引入多多個外生生變量時時有可能能導(dǎo)致指指標之間間出現(xiàn)近近似相關(guān)關(guān)性問題題，這就就可能影影響參數(shù)數(shù)估計的的顯著性性。不過過，為了了盡可能能全面地地反映一一個國家家或地區(qū)區(qū)基本面面的狀況況，我們們?nèi)匀槐１Ａ袅诉@這些指標標。此外外，所有有樣本國國或地區(qū)區(qū)的因變變量滯后后1期的參參數(shù)估計計值并不不顯著。盡盡管如此此，對于于各個樣樣本國或或地區(qū)，整整體性檢檢驗基本本上通過過：絕大大多數(shù)樣樣本國或或地區(qū)的的統(tǒng)計量量在155%的顯顯著水平平下呈現(xiàn)現(xiàn)出顯著著性，而而且絕大大多數(shù)表2 單單個外生生變量的的參數(shù)估估計結(jié)果果指標阿根廷巴西中國香港印度印度尼西亞亞韓國馬來西亞墨西哥菲律賓俄羅斯泰國系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系

33、數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值實際匯率對對長期趨趨勢的偏偏離程度度貿(mào)易賬戶余余額與GGDP的的比率出口增長率率準貨幣（MM2）與與外匯儲儲備的比比率準貨幣（MM2）與與外匯儲儲備比率率的增長長率外匯儲備增增長率國內(nèi)信貸增增長率工業(yè)生產(chǎn)增增長率GDP實際際增長率率實際利率3個月倫敦敦同業(yè)拆拆借利率率（LIIBORR）銀行外債凈凈額與銀銀行資產(chǎn)產(chǎn)的比率率短期外債與與外匯儲儲備的比比率非直接投資資余額與與GDPP的比率率銀行資產(chǎn)與與GDPP的比率率中央銀行向向銀行發(fā)發(fā)放的貸貸款與銀銀行負債債的比率率銀行存款與與準貨幣幣（M22）的比比率銀行資本金金與銀行行資產(chǎn)的的比率銀行資產(chǎn)與

34、與銀行負負債的比比率銀行資產(chǎn)與與銀行負負債比率率的增長長率觀察值個數(shù)數(shù)*-0.444-0.099-0.444-0.155-0.222-0.433-0.2990.20-0.788-0.433-0.1440.18-0.177-0.400-0.5110.010.180.03-0.6440.29157-2.900-0.355-1.966-0.600-0.977-2.155-1.8991.03-1.166-1.011-0.3330.71-0.844-0.788-0.9330.070.340.11-1.7660.99-0.2770.06-0.311-0.188-0.277-0.488-0.5000.22-

35、0.266-0.200-0.7880.35-0.444-0.088-0.177-0.1001.510.11-0.3000.04165-2.3660.05-1.477-0.788-1.077-1.722-2.0990.13-1.166-1.100-0.3330.57-1.822-0.388-0.499-0.0330.840.05-0.6660.01-0.533-0.499-0.100-0.299-0.366-0.533-0.499-0.111-0.788-1.0330.24-0.088-0.222-0.211-0.611-0.211-0.5880.08-0.144-0.099292-2.022-

36、1.555-0.466-1.044-1.677-2.022-1.133-0.322-1.166-1.0110.63-0.522-0.355-0.433-0.722-0.122-1.7880.01-0.099-0.233-0.211-1.144-0.799-0.400-0.455-0.622-0.2770.56NA-0.700-0.6220.41-0.2440.18-0.277NA0.08-0.177NANA292-2.100-0.955-1.744-0.655-1.077-1.455-0.888-1.055NA-1.611-1.3330.72-0.9880.38-0.733NA0.07-0.1

37、11NANA-0.788-0.377-0.477-0.144-0.166-0.622-0.599-0.2990.20-0.788-0.233NA-0.200-0.377NA0.12-0.5440.05NANA292-3.055-1.322-0.966-0.300-0.388-2.000-1.899-0.3110.46-1.011-0.433NA-0.644-0.588NA0.09-0.6440.12NANA-0.633-0.344-0.333-0.199-0.222-0.299-0.022-0.200-0.444-0.177-0.122-0.5770.450.25-0.411-0.2880.0

38、6-0.5770.170.03292-2.799-0.966-1.555-0.899-1.177-1.611-0.233-0.100-1.244-0.100-0.600-0.7770.540.33-0.477-1.9880.07-1.8220.230.01-0.299-0.955-0.299-0.133-0.177-0.099-0.2550.15-0.3440.07-0.000-0.177-0.044-0.0330.770.46-0.066-0.533-0.388-0.377292-2.111-1.655-0.766-1.499-1.788-0.333-1.2771.27-2.8990.87-

39、0.033-0.699-0.033-0.0991.020.73-0.411-1.500-0.700-0.699-0.300-0.122-0.166-0.055-0.144-0.077-0.4440.05-0.288-0.099-0.4220.39-0.833-0.066-0.3770.07-0.100-0.533-0.077-0.099292-2.677-0.577-1.255-0.111-0.466-0.433-2.9000.26-1.399-0.677-3.0330.99-2.933-0.199-2.0880.15-0.411-1.111-0.300-0.599-0.555-0.299-0

40、.499-0.088-0.211-0.666-0.5330.25-0.266-0.277-0.1330.48-0.344-0.2000.610.140.280.09-0.5770.19292-2.622-0.433-1.677-0.200-0.477-2.111-1.7220.63-0.866-0.211-0.3220.61-0.799-0.5000.130.170.440.07-1.3660.20-0.311-0.144-0.288-0.466-0.211-0.3770.33-0.055-0.2220.19-0.6000.29-0.988-0.7660.37-0.144-0.155-0.19

41、9-0.277-0.299292-2.277-0.977-1.955-3.411-1.566-1.4331.70-0.366-2.0662.33-3.8550.79-3.477-1.5002.72-1.155-0.311-0.600-1.299-0.888-0.122-0.422-0.566-0.155-0.200-0.733-0.244NA-0.599-0.077-0.199-0.288-0.277-0.233-0.5880.040.080.03-0.3440.18107-1.633-0.355-1.966-0.600-0.966-2.055-1.199NA-1.466-0.011-0.33

42、3-0.344-0.411-0.788-0.9330.060.040.11-1.3660.42-0.2990.240.05-0.300-0.388-0.555-0.2001.70-0.722-0.177-0.122-0.111-0.399-0.4660.070.140.050.240.090.49292-2.3551.860.30-1.733-2.066-2.899-1.0001.56-2.666-1.333-0.955-0.499-1.322-1.9000.270.540.211.360.591.38注：原始數(shù)數(shù)據(jù)來源源于國國際金融融統(tǒng)計。 下下劃線“_”值所對對應(yīng)的指指標是其其所對應(yīng)應(yīng)樣本

43、國國或地區(qū)區(qū)的顯著著性指標標，該指指標是各各個樣本本國或地地區(qū)多變變量估計計中的外外生變量量。 NNA：表表示該樣樣本國或或地區(qū)的的該指標標沒有時時間序列列數(shù)據(jù)。*：因變量量時間序序列的觀觀測值個個數(shù)。表3 多多個外生生變量的的參數(shù)估估計結(jié)果果指標阿根廷巴西中國香港印度印度尼西亞亞韓國馬來西亞墨西哥菲律賓俄羅斯泰國系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值系數(shù)值狀態(tài)0均值值狀態(tài)1均值值狀態(tài)0標準準差狀態(tài)1標準準差常數(shù)因變量滯后后值實際匯率對對長期趨趨勢的偏偏離程度度貿(mào)易賬戶余余額與GGDP的的比率出口增長率率準貨幣（MM2）與與外匯儲儲備的比比率準貨幣（MM2）與與外匯

44、儲儲備比率率的增長長率外匯儲備增增長率國內(nèi)信貸增增長率工業(yè)生產(chǎn)增增長率GDP實際際增長率率3個月倫敦敦同業(yè)拆拆借利率率（LIIBORR）銀行外債凈凈額與銀銀行資產(chǎn)產(chǎn)的比率率短期外債與與外匯儲儲備的比比率非直接投資資余額與與GDPP的比率率銀行資產(chǎn)與與GDPP的比率率中央銀行向向銀行發(fā)發(fā)放的貸貸款與銀銀行負債債的比率率銀行存款與與準貨幣幣（M22）的比比率銀行資本金金與銀行行資產(chǎn)的的比率銀行資產(chǎn)與與銀行負負債的比比率銀行資產(chǎn)與與銀行負負債比率率的增長長率觀察值個數(shù)數(shù)統(tǒng)計量值0.146.090.4437.1556.150.06-0.322-0.299-0.366-0.188-0.41115711.

45、2330.082.090.9816.9666.662.010.07-1.377-1.544-1.311-1.033-1.3221.0740.5663.1154.09923.7440.12-0.322-0.2220.35-0.633-1.02216515.8990.032.260.3511.96612.6001.340.53-1.677-1.4991.02-1.333-0.9770.031.990.344.150.650.61-0.600-0.433-0.288-0.433-0.29929220.1990.011.850.752.460.300.890.78-1.577-1.255-1.166-

46、1.433-0.8990.093.451.098.441.470.04-0.155-0.4330.200.18-0.1772928.480.182.680.650.760.560.990.10-0.977-1.899-1.011-0.788-0.9330.786.533.0113.5997.860.21-0.555-0.222-0.588-0.433-0.5112929.120.163.061.340.761.573.120.92-1.988-0.355-1.111-0.833-0.7880.2211.3440.3323.1993.010.17-0.522-0.099-0.311-0.3220

47、.3629215.6440.0810.81.9629.5116.892.791.06-1.177-0.522-0.755-1.4330.660.204.950.6916.14416.2440.25-0.933-5.099-1.5660.27-1.12229219.8440.014.011.4628.7665.480.691.34-0.555-0.433-0.899-0.399-0.9880.205.120.566.052.360.31-0.144-0.211-0.355-0.611-0.13329210.3880.150.671.5711.2556.117.260.26-1.066-1.244

48、-1.944-1.522-1.7110.155.340.647.314.750.14-0.333-0.399-0.4330.14-0.16629214.6770.040.620.250.260.082.001.05-1.177-0.899-3.0110.73-0.8550.045.140.286.462.080.08-0.199-0.355-0.188-0.677-0.36629226.7000.002.371.9723.95513.4116.111.20-1.266-2.266-1.477-1.500-2.022-1.8110.121.922.049.321.840.20-0.222-0.4

49、110.93-0.477-1.10010728.1660.001.630.351.960.600.361.21-1.277-1.0991.61-0.888-1.2550.032.320.639.513.370.22-0.188-0.322-0.599-0.400-0.24429220.6330.010.351.6619.47711.2332.130.68-1.066-1.566-1.622-1.844-0.833樣本國或地地區(qū)的值值基本上上小于115%。（四）模型型預(yù)測危危機的效效果分析析1.模型的的預(yù)警能能力本文以名義義匯率月月貶值幅幅度大于于5%為標標準，判判斷一個個經(jīng)濟體體是否發(fā)發(fā)生了貨

50、貨幣危機機。需要要指出的的是，本本文所謂謂的貨幣幣危機的的含義與與通常所所說的實實際發(fā)生生的貨幣幣危機的的含義是是不盡相相同的。這這是因為為，如果果名義匯匯率貶值值持續(xù)的的時間不不長，可可能并不不會產(chǎn)生生影響面面大、破破壞性強強的貨幣幣危機。此此外，在在第二部部分，我我們已經(jīng)經(jīng)提到，當當危機發(fā)發(fā)生概率率超過00.500時，預(yù)預(yù)警系統(tǒng)統(tǒng)就發(fā)出出報警信信號。無論多么完完美的模模型，其其建立預(yù)預(yù)警系統(tǒng)統(tǒng)的預(yù)警警能力總總是有限限的。一一方面，當當預(yù)警系系統(tǒng)發(fā)出出報警信信號時，經(jīng)經(jīng)濟體在在未來112個月月之內(nèi)并并不一定定會發(fā)生生危機。如如果某個個經(jīng)濟體體在預(yù)警警系統(tǒng)發(fā)發(fā)出報警警信號之之后122個月之之內(nèi)

51、確實實發(fā)生了了貨幣危危機，那那么這個個信號被被稱為“真信號號”，否則則被稱為為“偽信號號”。另一一方面，當當經(jīng)濟體體發(fā)生危危機，預(yù)預(yù)警系統(tǒng)統(tǒng)在危機機發(fā)生之之前122個月內(nèi)內(nèi)也不一一定發(fā)出出了報警警信號。如如果預(yù)警警系統(tǒng)在在危機發(fā)發(fā)生之前前12個月月內(nèi)確實實發(fā)出了了報警信信號，那那么預(yù)警警系統(tǒng)表表現(xiàn)很靈靈驗，否否則預(yù)警警系統(tǒng)就就失靈了了。此外外，還有有一種情情形，預(yù)預(yù)警系統(tǒng)統(tǒng)沒有發(fā)發(fā)出報警警信號，經(jīng)經(jīng)濟體也也沒有發(fā)發(fā)生危機機?？梢砸杂孟旅婷孢@個韋韋恩圖清清楚地表表達這四四種情形形的含義義（如圖圖2所示）。圖圖2 預(yù)警系統(tǒng)發(fā)出報警信號與經(jīng)濟體發(fā)生危機的關(guān)系示意圖 DCA B圖3 危機發(fā)生時點與好信

52、號發(fā)出時段9603-3-6-9危機發(fā)生時點好信號發(fā)出時段其中，區(qū)域域A表示預(yù)預(yù)警系統(tǒng)統(tǒng)發(fā)出報報警信號號，經(jīng)濟濟體在報報警信號號發(fā)出之之后122個月內(nèi)內(nèi)確實發(fā)發(fā)生了貨貨幣危機機，即“真信號號”或“靈驗”情形；區(qū)域BB表示預(yù)預(yù)警系統(tǒng)統(tǒng)發(fā)出報報警信號號，但是是經(jīng)濟體體在報警警信號發(fā)發(fā)出之后后12個月月內(nèi)沒有有發(fā)生貨貨幣危機機，即“偽信號號”情形；區(qū)域CC表示經(jīng)經(jīng)濟體發(fā)發(fā)生了貨貨幣危機機，但是是預(yù)警系系統(tǒng)在貨貨幣危機機發(fā)生之之前122個月內(nèi)內(nèi)沒有發(fā)發(fā)出報警警信號，即即“失靈”情形；區(qū)域DD表示預(yù)預(yù)警系統(tǒng)統(tǒng)既沒有有發(fā)出警警報信號號，經(jīng)濟濟體也沒沒有發(fā)生生危機，即即經(jīng)濟金金融體系系處于正正常狀態(tài)態(tài)。很明明

53、顯，區(qū)區(qū)域A是預(yù)警警系統(tǒng)發(fā)發(fā)出報警警信號（右右圓）和和經(jīng)濟體體發(fā)生貨貨幣危機機（左圓圓）的交交集。如如果預(yù)警警系統(tǒng)發(fā)發(fā)出的偽偽信號越越少，并并且失靈靈次數(shù)越越少，那那么它的的預(yù)警能能力越強強。也就就是說，預(yù)預(yù)警能力力比率越高，預(yù)警警系統(tǒng)的的預(yù)警能能力越強強。顯然然，。根根據(jù)預(yù)警警能力比比率的取取值，可可以將預(yù)預(yù)警系統(tǒng)統(tǒng)的預(yù)警警能力劃劃分成以以下四個個等級：（1）若，則則預(yù)警系系統(tǒng)的預(yù)預(yù)警能力力極強；（2）若，則則預(yù)警系系統(tǒng)的預(yù)預(yù)警能力力較強；（3）若，則則預(yù)警系系統(tǒng)的預(yù)預(yù)警能力力較弱；（4）若，則則預(yù)警系系統(tǒng)的預(yù)預(yù)警能力力極弱。2.模型預(yù)預(yù)警的時時效性建立預(yù)警系系統(tǒng)的主主要目的的是預(yù)測測危機發(fā)

54、發(fā)生的可可能性，以以便為當當局制定定相應(yīng)的的對策提提供依據(jù)據(jù)。然而而，當局局在制定定相應(yīng)的的對策時時，往往往產(chǎn)生認認識時滯滯、行動動時滯和和政策時時滯。為為了充分分地發(fā)揮揮預(yù)警系系統(tǒng)的功功效，就就必須要要求預(yù)警警系統(tǒng)在在危機發(fā)發(fā)生時點點之前某某一個適適當?shù)臅r時間段內(nèi)內(nèi)發(fā)出報報警信號號。也就就是說，預(yù)預(yù)警系統(tǒng)統(tǒng)發(fā)出報報警信號號的時機機是至關(guān)關(guān)重要的的，過早早過遲都都會影響響預(yù)警系系統(tǒng)預(yù)測測危機的的準確性性：報警警信號發(fā)發(fā)出過早早，一方方面，當當局難以以準確把把握事態(tài)態(tài)和制定定適當?shù)牡膶Σ?，另另一方面面，當局局如果采采取“逆向操操作”，將可可能對?jīng)經(jīng)濟產(chǎn)生生“推波助助瀾”的影響響；報警警信號發(fā)發(fā)出

55、過遲遲，一方方面，當當局沒有有充足的的時間制制定政策策或者制制定的政政策不經(jīng)經(jīng)過一段段相當長長的時間間達不到到預(yù)期效效果，另另一方面面，如果果報警信信號在危危機發(fā)生生之后發(fā)發(fā)出，那那么這直直接說明明預(yù)警系系統(tǒng)失效效了。因因此，預(yù)預(yù)警系統(tǒng)統(tǒng)過早或或過遲發(fā)發(fā)出的報報警信號號都不是是好信號號。圖圖14 俄羅斯貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號圖12 墨西哥貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號圖8 印度貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號圖9 印度尼西亞貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號圖6 中國貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號圖7 香港貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號圖10 韓國貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號

56、圖11 馬來西亞貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號圖15 泰國貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號圖4 阿根廷貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號圖5 巴西貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號圖13 菲律賓貨幣危機發(fā)生時點、概率與報警信號一個好的報報警信號號應(yīng)該具具備這樣樣的性質(zhì)質(zhì)：一是是它應(yīng)該該在危機機發(fā)生之之前發(fā)出出，否則則預(yù)警系系統(tǒng)失效效，二是是它出現(xiàn)現(xiàn)的時點點與危機機發(fā)生時時點之間間的時間間差不宜宜太長。本本文認為為，報警警信號在在危機發(fā)發(fā)生之前前2至8個月之之內(nèi)是比比較適宜宜的（如如圖3所示）。根根據(jù)上述述原則，好好信號一一定是真真信號，但但是真信信號不一一定是好好信號。據(jù)據(jù)此，我我們可以以用好信

57、信號與真真信號之之間的比比率衡量量預(yù)警系系統(tǒng)的預(yù)預(yù)警時效效性。如如果仍然然以A表示真真信號個個數(shù)，并并以E表示好好信號個個數(shù)，則則預(yù)警時時效比率率可以由由下式表表示：顯然，并并且，越越高，模模型的預(yù)預(yù)警時效效越強。同同樣地，可可以根據(jù)據(jù)預(yù)警時時效比率率的取值值，可以以將預(yù)警警系統(tǒng)的的預(yù)警時時效性劃劃分成以以下四個個等級：（1）若，則則預(yù)警系系統(tǒng)的預(yù)預(yù)警時效效性極強強；（22）若，則則預(yù)警系系統(tǒng)的預(yù)預(yù)警時效效性較強強；（33）若，則則預(yù)警系系統(tǒng)的預(yù)預(yù)警時效效性較弱弱；（44）若，則則預(yù)警系系統(tǒng)的預(yù)預(yù)警時效效性極弱弱。3.模型的的預(yù)警效效果分析析圖4155是各個個國家的的預(yù)警結(jié)結(jié)果。通通過匯總總，

58、表44集中地地反映了了預(yù)警模模型在各各個國家家的預(yù)警警能力與與預(yù)警時時效狀況況。按照照上述設(shè)設(shè)定的標標準，對對于阿根根廷、巴巴西、印印度和俄俄羅斯，模模型的預(yù)預(yù)警能力力極強，對對于香港港、印度度尼西亞亞、韓國國、馬來來西亞、墨墨西哥、菲菲律賓和和泰國而而言，模模型的預(yù)預(yù)警能力力較強，遺遺憾的是是，模型型對于中中國而言言，預(yù)警警能力還還比較差差。就預(yù)預(yù)警時效效性而言言，模型型在香港港和韓國國表現(xiàn)出出極強的的預(yù)警時時效性，在在阿根廷廷、巴西西、印度度尼西亞亞、馬來來西亞和和泰國五五個國家家表現(xiàn)出出較強的的預(yù)警時時效性，而而在印度度、墨西西哥和俄俄羅斯三三個國家家的預(yù)警警時效性性較弱。表4 預(yù)預(yù)警能

59、力力與預(yù)警警時效國國別狀況況國家或地區(qū)區(qū)樣本期危機次數(shù)持續(xù)時間（月月）真信號（個個）偽信號（個個）失靈（個）預(yù)警能力比比率好信號（個個）預(yù)警時效比比率阿根廷1989.1220022.541214200.875580.5711巴西1978.1220022.582533410.8688220.6677中國*1978.1220022.5230120N/A#N/A#香港*1978.1220022.5226300.667750.8333印度1978.1220022.55512200.857760.5000印度尼西亞亞1978.1220022.5627441300.7722310.7044韓國1978.1

60、220022.543632600.8422260.8133馬來西亞1978.1220022.536773100.7133520.6755墨西哥1978.1220022.51015331100.7500120.3644菲律賓1978.1220022.51415944010.6966740.7877俄羅斯1978.1220022.541422200.9177110.5000泰國1978.1220022.5429491800.7311380.7766*根據(jù)貨幣幣危機發(fā)發(fā)生與否否的判斷斷標準，如如果排除除19994年中中國政府府當局主主動調(diào)整整匯率，那那么中國國在19978年年1月至20002年年5月