貨幣錯(cuò)配波動(dòng)的集聚性及與匯率、利率的聯(lián)動(dòng)性
——基于向量TGARCH-BEKK模型

王中昭

(廣西大學(xué) 商學(xué)院，廣西 南寧 530004)

經(jīng)過了亞洲金融危機(jī)、拉美金融動(dòng)蕩和美國次貸危機(jī)后，貨幣錯(cuò)配是誘發(fā)金融危機(jī)的一個(gè)主要原因已成為共識(shí)。特別是我國實(shí)行浮動(dòng)匯率制后，貨幣錯(cuò)配風(fēng)險(xiǎn)更加不可避免，這表明對(duì)該問題需要進(jìn)行全面和深入的研究。貨幣錯(cuò)配的積累和波動(dòng)原因較為復(fù)雜，但是從貨幣錯(cuò)配的風(fēng)險(xiǎn)敞口指標(biāo)(凈外幣頭寸)可以看出，主要來自兩個(gè)方面：匯率和利率。因此從匯率和利率對(duì)貨幣錯(cuò)配累積的傳導(dǎo)以及它們之間的聯(lián)動(dòng)性入手，分析貨幣錯(cuò)配波動(dòng)的集聚性、對(duì)稱性問題和動(dòng)態(tài)時(shí)滯效應(yīng)等特征，可以為設(shè)計(jì)靈活可靠、漸進(jìn)、減弱貨幣錯(cuò)配程度的匯率政策提供參考。

一、研究文獻(xiàn)回顧

在經(jīng)歷了亞洲金融危機(jī)和拉美的金融動(dòng)蕩之后，人們對(duì)金融危機(jī)和動(dòng)蕩發(fā)生的原因進(jìn)行了全面和深入的研究，特別是1999年Eichengreen 和 Hausmann提出了貨幣錯(cuò)配概念并采用“原罪”指標(biāo)來測(cè)度貨幣錯(cuò)配程度后，國內(nèi)外學(xué)者重新審視危機(jī)發(fā)生的原因，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)發(fā)生危機(jī)的國家都有巨額外幣負(fù)債，加上匯率等其它影響因素，進(jìn)一步導(dǎo)致這些國家的債務(wù)型貨幣錯(cuò)配積累增大，從而發(fā)生了全面的金融危機(jī)。不僅如此，人們也開始關(guān)注像中國這樣具有債權(quán)型貨幣錯(cuò)配特征國家的貨幣錯(cuò)配問題。近年來各國學(xué)者從多角度對(duì)貨幣錯(cuò)配問題進(jìn)行研究，取得了豐富而有實(shí)際意義的成果。如果把視角集中在貨幣錯(cuò)配與匯率、利率和外匯儲(chǔ)備的關(guān)系上，其研究所形成的主要觀點(diǎn)有如下幾個(gè)方面：一是認(rèn)為匯率是影響貨幣錯(cuò)配積累程度的主要因素，Ganapolsky用實(shí)際數(shù)據(jù)驗(yàn)證了貨幣錯(cuò)配程度與匯率有較強(qiáng)的相關(guān)性[1]，無論匯率處于升值還是貶值時(shí)期，均對(duì)貨幣錯(cuò)配產(chǎn)生不利影響，但其影響程度和方向不同[2][3]。二是多重匯率或浮動(dòng)匯率制能否有效地抑制貨幣錯(cuò)配，各持不同觀點(diǎn)。Arteta的實(shí)證分析表明發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)軌國家采用的浮動(dòng)匯率制并不能控制貨幣錯(cuò)配，反而加劇了貨幣錯(cuò)配，但是在浮動(dòng)匯率制下，如果貿(mào)易品和非貿(mào)易品生產(chǎn)部門借入外幣債務(wù)時(shí)能考慮自身獲取外幣資產(chǎn)的能力高低，可有效降低貨幣錯(cuò)配[4]。Cowan進(jìn)一步研究認(rèn)為實(shí)行有管理的浮動(dòng)匯率制度可通過消除隱含的匯率保險(xiǎn)和迫使企業(yè)把匯率風(fēng)險(xiǎn)內(nèi)在化而降低敞口風(fēng)險(xiǎn)，從而將貨幣錯(cuò)配風(fēng)險(xiǎn)控制在合理范圍內(nèi)[5]。三是貨幣錯(cuò)配的測(cè)度與控制。Roberto和Velasco用模型刻畫了由于匯率變動(dòng)導(dǎo)致的貨幣錯(cuò)配，使匯率和利率在固定和靈活的不斷變動(dòng)中趨于穩(wěn)定和平衡，利用這種平衡特性達(dá)到減少貨幣錯(cuò)配的目的[6]。莫申生和楊柳勇通過構(gòu)建效用函數(shù)提出采用加快保值工具和對(duì)沖交易工具的建設(shè)等手段減輕企業(yè)的貨幣錯(cuò)配程度[7]。朱超將經(jīng)濟(jì)體分解為公共部門、銀行部門、公司部門、居民部門，進(jìn)行了部門層面間的交叉貨幣錯(cuò)配測(cè)度[8]。張細(xì)松和朱新蓉則認(rèn)為人民幣升值使中國的貨幣錯(cuò)配問題較為嚴(yán)重，持有大量外匯儲(chǔ)備是解決貨幣錯(cuò)配問題的有效方法[9]。但是對(duì)于貨幣錯(cuò)配還有許多問題值得研究，例如貨幣錯(cuò)配波動(dòng)的根本原因以及與其它因素的聯(lián)動(dòng)性等問題，對(duì)于這些問題的研究有助于匯率政策的制定與選擇。基于此，本文與以往研究的不同之處在于：一是研究貨幣錯(cuò)配的波動(dòng)特征如集聚性、對(duì)稱性等問題，二是構(gòu)建三個(gè)變量的TGARCH與BEKK聯(lián)立方程模型，利用多變量的相關(guān)性和相互沖擊反應(yīng)分析貨幣錯(cuò)配與匯率、利率的交積效應(yīng)和聯(lián)動(dòng)性。

二、貨幣錯(cuò)配的變動(dòng)特征

貨幣錯(cuò)配不僅受以往自身波動(dòng)的影響，而且還受到其它因素的傳導(dǎo)影響，如匯率、利率、外匯儲(chǔ)備和國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展等，其波動(dòng)特征就變得較為復(fù)雜。本文選擇目前應(yīng)用較為廣泛的貨幣錯(cuò)配度量指標(biāo)：AECM(aggregate effective currency mismatch)指標(biāo)[10](P66-79)。

其中NFCA表示凈外幣頭寸，EXP和MGS分別表示商品或者服務(wù)的出口和進(jìn)口總額，F(xiàn)C和TD分別表示對(duì)外總債務(wù)和總債務(wù)水平。數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織(IMF)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)(IFS)、歷年中國金融年鑒、中國人民銀行網(wǎng)站、歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒、國家外匯管理局網(wǎng)站、中國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站，數(shù)據(jù)年限為1985～2007年，原始數(shù)據(jù)略(備索)。根據(jù)原始數(shù)據(jù)計(jì)算出貨幣錯(cuò)配AECM的峰度K=2.264，小于標(biāo)準(zhǔn)峰值3，偏度S=-0.349<0(標(biāo)準(zhǔn)值)，表明貨幣錯(cuò)配波動(dòng)的尖峰性不明顯，但具有左偏厚尾特征，這與大多數(shù)金融資產(chǎn)收益序列的尖峰厚尾特性不相同。非尖峰意味著貨幣錯(cuò)配受到其它影響因素沖擊時(shí)其滯后效應(yīng)具有漸進(jìn)滲透的波動(dòng)特征，厚尾性表示相關(guān)因素對(duì)貨幣錯(cuò)配的影響是持久的，不會(huì)很快消失。

三、向量TGARCH-BEKK模型的估計(jì)與分析

在現(xiàn)有研究方法中，ARCH類模型是刻畫具有厚尾特性序列的較好方法。特別是由Beba、Engle、Kraft 和 Kroner提出的BEKK模型具有優(yōu)良的特性：它將需要估計(jì)的參數(shù)個(gè)數(shù)進(jìn)行縮減，避免太多參數(shù)在估計(jì)時(shí)帶來的困難，并且能夠保證條件方差矩陣是正定的，BEKK模型反映了不同時(shí)間序列條件方差的相互影響和沖擊波動(dòng)關(guān)系，并且能度量系統(tǒng)波動(dòng)的協(xié)同持續(xù)性問題，因此在多變量的研究中得到廣泛應(yīng)用。

如果殘差項(xiàng)的條件方差服從GARCH(1，1)過程，則向量的BEKK模型設(shè)定形式為：

其中第一個(gè)方程為均值方程，第二個(gè)方程為條件方差方程，Y和X分別為被解釋變量和解釋變量的向量形式，εt為隨機(jī)干擾項(xiàng)向量，It為t時(shí)刻獲得的市場(chǎng)信息，εt|It-1～N(0，Ht)表示隨機(jī)干擾項(xiàng)εt在t-1時(shí)刻的信息集合條件下服從正態(tài)分布，Ht為條件方差—協(xié)方差矩陣。C、A、B都是n階矩陣。設(shè)AECM、REX和I分別為貨幣錯(cuò)配、人民幣名義匯率和人民幣一年期存款利率指標(biāo)，對(duì)這3個(gè)變量同時(shí)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，經(jīng)過反復(fù)篩選后，選擇有常數(shù)項(xiàng)、滯后期為各個(gè)序列0～1不等期數(shù)和一階差分模式，檢驗(yàn)結(jié)果為LLC、IPSW、ADF、PP檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量P值分別為0.000 0、0.000 0、0.000 1、0.000 2，在1%的顯著性水平下，四種檢驗(yàn)方法均顯示AECM、REX和I都是一階單整I(1)的。

為了考察貨幣錯(cuò)配波動(dòng)是否存在非對(duì)稱性問題，引入TGARCH模型，通過AIC和SC準(zhǔn)則檢驗(yàn)和反復(fù)試算，并經(jīng)過Wald的組合檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)A和B交叉的項(xiàng)對(duì)貨幣錯(cuò)配、匯率和利率的條件方差影響不顯著，最后選擇的模型為：限定常數(shù)項(xiàng)為一個(gè)標(biāo)量的diagonal BEKK、TGARCH(1)、GARCH(1，1)的三個(gè)變量聯(lián)立方程模型。模型估計(jì)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)貨幣錯(cuò)配波動(dòng)的溢出效應(yīng)和集聚性

從均值方程(1)～(3)可知，人民幣匯率對(duì)貨幣錯(cuò)配具有正向的均值溢出效應(yīng)，其效應(yīng)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于利率的作用，是利率的1倍多，貨幣錯(cuò)配受到匯率的沖擊遠(yuǎn)比利率大，貨幣錯(cuò)配積累主要由匯率波動(dòng)形成。反過來，貨幣錯(cuò)配對(duì)匯率和利率的溢出效應(yīng)明顯偏弱，溢出效應(yīng)值均小于1，但貨幣錯(cuò)配對(duì)利率的溢出效應(yīng)(0.644 5)比對(duì)匯率(0.280 2)大，這是因?yàn)樨泿佩e(cuò)配積累是通過資產(chǎn)負(fù)債表逆向直接影響利率，而對(duì)匯率是間接影響。貨幣錯(cuò)配與匯率之間存在雙向的信息傳遞機(jī)制，方向均為正向，但這種傳遞的強(qiáng)弱性不對(duì)稱。

從條件方差方程(4)可知，貨幣錯(cuò)配受以往自身波動(dòng)的影響顯著，前期對(duì)本期影響為0.539 622<1，表明貨幣錯(cuò)配系統(tǒng)本身有自動(dòng)穩(wěn)定的調(diào)節(jié)功能。匯率和利率等外部因素對(duì)貨幣錯(cuò)配的沖擊，導(dǎo)致貨幣錯(cuò)配具有明顯的“波動(dòng)集聚”效應(yīng)，貨幣錯(cuò)配的條件方差受到過去(上一期)的隨機(jī)誤差影響，貨幣錯(cuò)配對(duì)小的沖擊后的反應(yīng)是小波動(dòng)，大沖擊后的反應(yīng)是大波動(dòng)，但是0.524 371的波動(dòng)集聚值并不是很大。另外，貨幣錯(cuò)配波動(dòng)集聚呈現(xiàn)出非對(duì)稱性，非對(duì)稱效應(yīng)系數(shù)為0.115367>0，表明貨幣錯(cuò)配的負(fù)向沖擊大于同期正向沖擊，當(dāng)貨幣錯(cuò)配水平處在積累增加階段時(shí)(ε1t≥0)，貨幣錯(cuò)配波動(dòng)集聚效應(yīng)值0.524 371和波動(dòng)持續(xù)效應(yīng)值0.539 622幾乎一致，同步變動(dòng)。相反，當(dāng)貨幣錯(cuò)配水平處在降低時(shí)期時(shí)，貨幣錯(cuò)配的波動(dòng)集聚性變得更“急促”(增加了0.115 367波動(dòng)溢出值)，杠桿效應(yīng)強(qiáng)。此時(shí)波動(dòng)集聚效應(yīng)(0.639 738)遠(yuǎn)大于波動(dòng)的持續(xù)性(0.539 622)。這說明當(dāng)貨幣錯(cuò)配弱化時(shí)，表現(xiàn)出波動(dòng)反應(yīng)迅速、持續(xù)時(shí)間較長的特點(diǎn)。由于我國屬于債權(quán)型的貨幣錯(cuò)配，債權(quán)型貨幣錯(cuò)配程度減弱的主要特征是外幣資產(chǎn)的本幣價(jià)值縮水或者是外幣負(fù)債的本幣價(jià)值增大，微觀經(jīng)濟(jì)主體的財(cái)務(wù)狀況會(huì)往不利方向發(fā)展，故其反應(yīng)就會(huì)更加強(qiáng)烈。

(二)貨幣錯(cuò)配波動(dòng)集聚敏感性與持續(xù)性

表1 貨幣錯(cuò)配波動(dòng)集聚敏感性

在1989～1990年、1993～1996年以及2004年貨幣錯(cuò)配對(duì)過去自身波動(dòng)反應(yīng)的敏感性較強(qiáng)烈，由于這些年(除2004年外)ε1t<0，非對(duì)稱杠桿效應(yīng)增加，導(dǎo)致其敏感程度上升，這是敏感性與杠桿效應(yīng)疊加作用的結(jié)果，但是實(shí)際上杠桿效應(yīng)僅占敏感值的一小部分，因此總體來看在1992年以前沒有達(dá)到強(qiáng)彈性的數(shù)值范圍，此后連續(xù)幾年有較強(qiáng)的敏感性。1997年后貨幣錯(cuò)配對(duì)過去波動(dòng)的敏感性逐漸遞減，到2003年達(dá)到最低。在亞洲金融危機(jī)期間(1997～2000年)其敏感性也不強(qiáng)，2004年以后出現(xiàn)較大波動(dòng)。從貨幣錯(cuò)配的原始指標(biāo)來看，是保持平穩(wěn)的上升趨勢(shì)，而對(duì)其過去自身波動(dòng)反應(yīng)的敏感性出現(xiàn)上下無規(guī)律的變動(dòng)，這表明貨幣錯(cuò)配的波動(dòng)不是來自于自身的積累程度，更多地取決于外部因素的作用。

下面再看貨幣錯(cuò)配波動(dòng)的持續(xù)性和衰減過程。由式(4)進(jìn)一步得到：

因此，當(dāng)貨幣錯(cuò)配積累處在增長階段時(shí)，貨幣錯(cuò)配方程的過去各期隨機(jī)干擾項(xiàng)對(duì)貨幣錯(cuò)配條件方差沖擊的總累積效應(yīng)為0.524371/(1-0.539622)=1.139。由于ε1t≥0時(shí)，會(huì)有dit=0，故第t年貨幣錯(cuò)配波動(dòng)集聚滯后效應(yīng)值為0.524371×0.539622t，第6年滯后效應(yīng)值為0.012，幾乎接近于零，因此可以判斷貨幣錯(cuò)配波動(dòng)集聚效應(yīng)的滯后持續(xù)期約為6年，其持續(xù)波動(dòng)平均衰減率為59.8%(=2×(0.539622-1)/(0.539622+1))，而當(dāng)貨幣錯(cuò)配積累處在降低階段時(shí)，隨機(jī)干擾項(xiàng)各期對(duì)貨幣錯(cuò)配的條件方差沖擊的總累積效應(yīng)為1.390，比處在增長階段時(shí)強(qiáng)。因?yàn)楫?dāng)ε1t<0時(shí),d1t=1，故第t年的溢出滯后效應(yīng)值為0.524371×0.539622t+0.115367×0.539622t，第7年滯后效應(yīng)值為0.009，因此可以判斷貨幣錯(cuò)配波動(dòng)集聚效應(yīng)的滯后持續(xù)期約為7年。貨幣錯(cuò)配一旦受到匯率和利率的沖擊，滯后效應(yīng)在短期內(nèi)難以消失，具有長記憶特性。貨幣錯(cuò)配受到匯率沖擊所產(chǎn)生的波動(dòng)的厚尾和非對(duì)稱性較為明顯。然而不管在什么階段，其沖擊的長期平均水平不高。

(三)匯率和利率波動(dòng)集聚效應(yīng)與持續(xù)性

由式(5)可知，第一，當(dāng)匯率處于升值階段時(shí)(ε2t<0)，人民幣匯率波動(dòng)集聚效應(yīng)比貶值時(shí)強(qiáng)烈，幾乎是貶值的9倍，但是衰減因子0.318 067比較小，故其效應(yīng)持續(xù)時(shí)間短，屬于瞬時(shí)效應(yīng)。第二，匯率處于升值和貶值時(shí)期的沖擊總累積效應(yīng)分別為3.925和0.434，這是因?yàn)楫?dāng)人民幣升值時(shí)，即ε2t<0,從而d2t=1，總累積效應(yīng)=(0.296232+2.380582)/(1-0.318067)=3.925。當(dāng)匯率處在貶值階段時(shí)，即ε2t≥0,從而d2t=0，總累積效應(yīng)=0.296232/(1-0.318067)=0.434。這意味著人民幣升值具有強(qiáng)烈的波動(dòng)集聚效應(yīng)，因此人民幣升值幅度應(yīng)控制在合理范圍內(nèi)，至少要比貶值的幅度小，否則會(huì)造成強(qiáng)烈的波動(dòng)效應(yīng)。

由式(6)可知，利率的波動(dòng)集聚性、持續(xù)時(shí)間和波動(dòng)長期累積效應(yīng)幾乎與匯率是一致的，主要是因?yàn)槔逝c匯率具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性。另外貨幣錯(cuò)配波動(dòng)記憶性要比匯率和利率都強(qiáng)。

式(7)反映了匯率和貨幣錯(cuò)配的協(xié)方差變動(dòng)特征，兩者協(xié)方差受以往自身協(xié)方差波動(dòng)的影響是顯著的，其波動(dòng)持續(xù)性要比貨幣錯(cuò)配方差短，而比匯率方差長。除此以外，其波動(dòng)的集聚性和衰減程度取決于如下兩個(gè)因素：一是前期的匯率和貨幣錯(cuò)配的協(xié)方差，二是前期匯率和貨幣錯(cuò)配變動(dòng)的交積方向，當(dāng)人民幣升值(ε2t<0)和貨幣錯(cuò)配積累減少(ε1t<0)時(shí)，匯率和貨幣錯(cuò)配聯(lián)合波動(dòng)集聚效應(yīng)下降。而在其它情況下，其聯(lián)合波動(dòng)集聚效應(yīng)是上升的。這說明在進(jìn)行匯率政策選擇時(shí)，為了保持匯率和貨幣錯(cuò)配狀態(tài)的穩(wěn)定性，應(yīng)盡量避免當(dāng)人民幣升值時(shí)貨幣錯(cuò)配積累減少的情況發(fā)生。由式(8)和(9)可知，貨幣錯(cuò)配和利率的協(xié)方差變動(dòng)特性與匯率一致，但是匯率和利率的協(xié)方差波動(dòng)集聚效應(yīng)、持續(xù)性和對(duì)稱性則有很大不同，前期的利率和匯率波動(dòng)方向以及前期的協(xié)方差對(duì)匯率和利率的協(xié)方差波動(dòng)集聚能起到放大幾倍的作用，因此匯率與利率的交積影響非常顯著。

四、貨幣錯(cuò)配波動(dòng)與匯率和利率的聯(lián)動(dòng)性

根據(jù)我國匯率制度的變遷，1985～1993年實(shí)行官方匯率與貿(mào)易外匯內(nèi)部結(jié)算價(jià)并存的相對(duì)穩(wěn)定調(diào)控匯率制，1994～2007年基本上是實(shí)行單一盯住美元匯率制和參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)，有管理的浮動(dòng)匯率制。因此把匯率制度分為兩個(gè)時(shí)期：1985～1993年和1994～2007年。計(jì)算各條件方差和協(xié)方差的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果見表2和表3。

表2 各序列的方差和協(xié)方差的相關(guān)性(1985～1993)

表3 各序列的方差和協(xié)方差的相關(guān)性(1994～2007)

貨幣錯(cuò)配與匯率聯(lián)動(dòng)性有如下特征：第一，在1985～1993年間，匯率與貨幣錯(cuò)配的聯(lián)動(dòng)性比后一時(shí)期(1994～2007年)稍強(qiáng)，1994年以后實(shí)行的匯率政策對(duì)貨幣錯(cuò)配的傳導(dǎo)是弱化的，一方面由于這個(gè)時(shí)期的人民幣匯率與國際主導(dǎo)貨幣在一個(gè)相對(duì)窄的區(qū)間內(nèi)協(xié)同變化，加上各種配套改革措施，盡管在某一時(shí)期貨幣錯(cuò)配積累比較強(qiáng)，但受到各方因素影響而最終形成的貨幣錯(cuò)配程度逐漸減弱，表現(xiàn)為貨幣錯(cuò)配方差的波動(dòng)性持續(xù)時(shí)間長和聯(lián)動(dòng)性弱的特點(diǎn)；另一方面從1994年至今人民幣匯率幾乎一直處于升值狀態(tài)，有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展并抑制了中國以債權(quán)型貨幣錯(cuò)配為主要特征的貨幣錯(cuò)配程度積累。第二，無論是哪個(gè)時(shí)期，貨幣錯(cuò)配與匯率的協(xié)方差和貨幣錯(cuò)配與利率的協(xié)方差的聯(lián)動(dòng)性較強(qiáng)，而利率方差和匯率與利率協(xié)方差的聯(lián)動(dòng)性也較強(qiáng)，1994年后達(dá)到0.99，貨幣錯(cuò)配、匯率和利率相互傳導(dǎo)，形成相互促進(jìn)和制約的聯(lián)動(dòng)機(jī)體，但是這種聯(lián)動(dòng)性主要體現(xiàn)在前述的兩種關(guān)系上。單一的匯率波動(dòng)并不能很好地解釋貨幣錯(cuò)配的形成原因與沖擊效應(yīng)，匯率改革后的更具彈性匯率機(jī)制加大了利率的波動(dòng)幅度，因此要防止人民幣匯率的寬幅振動(dòng)導(dǎo)致利率過度波動(dòng)，從而損害微觀經(jīng)濟(jì)主體的利益。第三，貨幣錯(cuò)配與利率的聯(lián)動(dòng)性有由弱轉(zhuǎn)強(qiáng)的趨勢(shì)，隨著經(jīng)濟(jì)全球化和國際資本流動(dòng)的加快(而資本流動(dòng)與利率密切相關(guān))，貨幣錯(cuò)配與利率的聯(lián)動(dòng)性增強(qiáng)，但沒有呈現(xiàn)出穩(wěn)定的規(guī)律性變化。

圖1 貨幣錯(cuò)配和匯率的條件方差

匯率與貨幣錯(cuò)配聯(lián)動(dòng)在金融危機(jī)期間變得更加明顯，而且貨幣錯(cuò)配受到匯率沖擊后的反應(yīng)更強(qiáng)烈。以亞洲金融危機(jī)期間(1997～2000年)為例，經(jīng)計(jì)算在這一時(shí)期的貨幣錯(cuò)配方差與匯率方差、利率方差的相關(guān)系數(shù)分別達(dá)到-0.59和-0.57，比其它任何時(shí)期都要高，貨幣錯(cuò)配與匯率、利率的聯(lián)動(dòng)性增強(qiáng)，這場(chǎng)由泰國宣布放棄固定匯率制，實(shí)行浮動(dòng)匯率制導(dǎo)致泰銖大幅度貶值的亞洲金融危機(jī)對(duì)我國的負(fù)面影響是明顯的，從圖1進(jìn)一步可知，在1997～2000年金融危機(jī)期間，貨幣錯(cuò)配的方差變得異常大，而同期的匯率方差相對(duì)應(yīng)地變小，為了抵御金融危機(jī)的沖擊，中國維持人民幣匯率不貶值，其波動(dòng)區(qū)間就非常小，但是危機(jī)沖擊對(duì)貨幣錯(cuò)配的影響是脈沖式效應(yīng)，成倍在放大，是其它時(shí)期的7倍多，具有倒“U”的形式，在1997年貨幣錯(cuò)配的條件方差值達(dá)到43.3的頂峰。主要原因包括：一是受危機(jī)影響，中國出口大幅度減少，收入減少，從而以凈外幣資產(chǎn)頭寸為主要特征的貨幣錯(cuò)配加劇。二是進(jìn)口成本提高，外幣負(fù)債增加，資產(chǎn)負(fù)債狀況惡化，貨幣錯(cuò)配累積程度上升。三是維持人民幣不貶值，由于當(dāng)時(shí)東南亞各國匯率貶值嚴(yán)重，人民幣不貶值就意味著升值，人民幣升值就會(huì)造成外幣資產(chǎn)以本幣計(jì)值的減少，貨幣錯(cuò)配波動(dòng)就更加激烈。但是43.3條件方差峰值逐年分解后的余效應(yīng)在4年后就變得很小了(0.099)，這表明在中國，亞洲金融危機(jī)對(duì)貨幣錯(cuò)配沖擊形成的脈沖效應(yīng)在4年之后消失，并不是持久的，對(duì)貨幣錯(cuò)配產(chǎn)生持久影響的仍然是匯率和利率。而且從圖1可以看出：在1997年金融危機(jī)發(fā)生以前的1995和1996年貨幣錯(cuò)配的條件方差就開始迅速增大，可以認(rèn)為經(jīng)向量TGARCH-BEKK模型擬合后貨幣錯(cuò)配的條件方差是有助于預(yù)先判斷金融危機(jī)發(fā)生的先驗(yàn)方法之一。

五、結(jié)論

第一，貨幣錯(cuò)配受到匯率沖擊時(shí)的溢出效應(yīng)比利率大，但反過來貨幣錯(cuò)配對(duì)利率的溢出效應(yīng)比匯率大。因此貨幣錯(cuò)配對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)所造成的逆向后果和程度首先反映在利率上，進(jìn)一步擴(kuò)散到微觀實(shí)體經(jīng)濟(jì)。

第二，貨幣錯(cuò)配波動(dòng)集聚性滯后效應(yīng)持續(xù)約6～7年。人民幣匯率適當(dāng)貶值有利于弱化貨幣錯(cuò)配波動(dòng)集聚性程度，減少貨幣錯(cuò)配的脈沖反應(yīng)，使人民幣匯率、利率和貨幣錯(cuò)配協(xié)同變動(dòng)處于相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)，有利于國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但是匯率貶值不能有效地削弱貨幣錯(cuò)配積累程度。

第三，由于匯率與貨幣錯(cuò)配、利率聯(lián)動(dòng)性較強(qiáng)，2005年改革后的人民幣更具彈性的匯率機(jī)制加大了利率波動(dòng)幅度，要防止人民幣匯率的寬幅振動(dòng)導(dǎo)致利率過度波動(dòng)和貨幣錯(cuò)配程度的加重，從而損害微觀經(jīng)濟(jì)主體利益。

第四，貨幣錯(cuò)配與利率的聯(lián)動(dòng)呈現(xiàn)出由弱轉(zhuǎn)強(qiáng)的趨勢(shì)，利率政策會(huì)更加明顯地影響貨幣錯(cuò)配水平，在盯住美元利率的情況下，適度的人民幣利率波動(dòng)區(qū)間是必要的。

第五，條件方差是判斷金融危機(jī)發(fā)生的先驗(yàn)方法之一。在中國，亞洲金融危機(jī)對(duì)貨幣錯(cuò)配沖擊形成的脈沖效應(yīng)在4年之后消失，并不是持久的。匯率、利率等因素才對(duì)貨幣錯(cuò)配起到持久影響作用。

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