金融危机传染检测

一、问题的由来

金融自由化在促进总体经济增长和金融体系效率提高的同时，也加剧了金融体系的脆弱性，并提高了金融危机爆发的概率（Demirguc-Kunt&Detragiache，1998）。自20世纪90年代以来金融危机发生的频度增加了；并且，一国发生的金融危机会迅速传递到其他国家或地区，而不管其经济基本面是否恶化、金融体系是否健全、制度是否完善。危机的频发性和传染性，其因由是繁杂的：既有危机策源地——拉美和东亚国家二十多年的金融自由化改革的艰苦挣扎，又有全球范围内经济一体化进程的推动。随着全球经济一体化趋势的强化，国际互联网技术的高速发展，国际资本市场之间资金流动与信息传播的不断加强，使得各市场之间的关系日益紧密，资本市场的协同性、联动性越来越明显；国际资本市场风险的跨境溢出效应和传染效应己经成为不争的事实。金融和贸易自由化政策消除了资本自由流动的障碍，推动了国际资本的涌入，也促使国内资本迈入国际市场，不仅加强了金融市场的国际连接，也加剧了金融动荡的国际传播（Bekaert&Harvey，2003）。美国次贷危机爆发前的这一轮资产价格的膨胀就具有明显的联动性特征。在这种联动性市场特征下，一个国家或地区的金融体系中的某一个环节或者机构出现问题，就可能会引发金融危机。2007年美国的次贷危机就是这种联动性的经典例证，美国的次贷危机通过各种渠道传递到其他国家，以空前的速度和破坏力席卷全球，从而最终演化成为全球金融海啸。金融危机跨国传染作为一种经济全球化的结果，在1997年亚洲金融危机后开始受到更多学者的关注（Masson，1999；Allen&Gale，2000；Forbes&Rigobon，2002；Pritsker&Kodres，2002；Goldstein&Pauzner，2004）。对金融危机传染问题的早期研究主要围绕传染性是否存在而进行争论，学者们从各自不同的角度开始尝试对危机传染性进行度量、检验和实证。尽管他们提出的方法千差万别，也难以统一，但对金融危机存在传染性的看法已达成一致。目前学术界对金融危机传染的研究主要集中在三个方面：一是探讨金融危机传染的原因或是传染渠道，包括国际贸易、资本流动、全球化的投资以及投资者行为等。二是对金融危机传染机制的研究，包括两国通过经济、金融等正常时期就存在的渠道而导致的金融危机的溢出效应和危机后由于信息不对称和投资者行为等导致的纯传染效应这两部分。三是在金融危机已经发生的前提下，通过汇率、股价等市场价格或收益率的共同运动的形式去测度和判断国家间是否出现金融危机传染。最后这方面的研究主要集中在实证研究上，利用各种不同的方法去判断金融危机传染是否存在，如市场间的相关系数是否发生显著变化，一国危机发生的概率是否显著增加等。随着计量经济学的发展，基于金融时间序列的非线性、非正态性和时变动态性等提出的非对称的DCC-MGARCH模型、时变多元Copula机制模型等理论模型和检验方法在对金融危机传染现象的实证检验上得到了广泛的应用（Park&Song，1998；Baig&Goldfajn，1999；Forbes&Rigobon，2002；Climent&Meneu，2003）。下面我们将对美国金融危机的跨国传染进行实证检验。并以此研究来认识金融危机传染的危害，以及为政策制定者制定出有效的防范方法提供理论依据。

二、数据描述

2007 年爆发的美国次贷危机于 2008 年中演化成全球金融风暴，此次危机影响深远，几乎遍布了所有典型的发达国家市场和新兴市场，因此，在进行研究时被传染国的选取也非常广泛。我们一共选取了包括美国在内的28个主要国家(地区)的股票市场作为研究对象，其中既包括欧美较为成熟的市场，也包括亚非拉的新兴市场。表1中给出了实证中选用的、具有代表性的28个国家(地区)的证券市场股票价格指数名称。我们将雷曼兄弟倒闭作作为危机发生的起点，选取的样本期为2007年1月1日到2008年10月31日的日数据，其中2007 年 1 月 1 日到 2008 年 9 月 14 日为正常期，2008 年 9 月 15 日到 2008 年 10 月 31 日为危机期。各国股指的日数据来源于WIND数据库和标准普尔的全球版财务分析资料库(Compustat global)。这里采用摩根斯坦利的全球指数（MSCI）作为模型中全球共同因子的代表。该指数用于测度全球证券市场表现，通过对自由流通市值进行调整来构建。剔除因各个国家(地区)节假日的差异所导致的休市时间不一致的日数据，少量数据的剔除对样本的影响不大。

三、Pearson相关系数的费雪Z转换检验

用简单样本相关系数法判断金融危机传染性是否发生，综合了偶发性和非偶发性两种传染渠道的影响。我们先采用Pearson相关性系数来计算样本的相关性系数以判断次贷危机的传染性。两变量X和Y之间的Pearson相关性系数的计算公式为：据此我们计算出全样本期、正常期和危机期三个阶段除美国外的其它27个国家(地区)股市与美国股市的Pearson相关性系数，结果表明，除了新西兰、意大利和以色列三个国家以外，其他国家(地区)与美国之间的相关系数在危机后都有所上升。然而，从具体数据上来看，危机后大部分西方主要发达国家与美国的相关系数上升的幅度都不是很大。而对平时与美国股市的相关性较低（相关系数小于0.1，与美关系较密切的印度、新加坡、日本和韩国等国的相关系数不超过0.2，中国则是负相关）的亚洲各国来说，危机发生之后，这些国家(地区)股市与美国的相关系数呈多倍上升。但是，采用这种方法，相关系数上升的国家(地区)，可以说明其在此次金融危机中出现了金融危机传染效应。但这并不精确，因为有些国家的(地区)的相关性系数虽然在危机之后增大了，但是增幅很小。据此很难区分这种增加到底是真的发生了金融危机传染，还是由于数据或其它原因引起。因此，得出的结论难以令人信服。为此，本文将采用费雪Z-转换(Fisher z transformation)检验进行判断。要检验金融危机传染是否发生，我们就要对如下的原假设进行检验，也就是：其中 ρT与 ρC分别代表金融危机发生前后被传染国与危机发生国之间的相关性系数。如果原假设成立，则表明危机发生后两国之间的相关性系数没有显著增加，也就是没有发生金融危机传染，如果拒绝原假设，则代表危机发生后两国之间的相关性系数显著增加，即发生了金融危机传染。对于两个相关系数进行差异的显著性判断，一般采用费雪Z-转换（Fisher’s z-transformation）的方法（Fisher，1915）进行检验。

首先，假设我们估计出的样本相关系数为 ρ，采用费雪Z-转换，得到这个相关系数对应的 Z 值。如果要对两个估计出来的相关系数进行如下的假设检验：假设估计出来的相关系数ρC和ρT分别来自于两个独立的二维正态分布的两组样本。在两个相关系数相等的条件下，即其中，n1和 n2分别代表两组样本的样本观测值个数。原假设是两个相关系数相等，但由于统计量服从的是正态分布，使用双边检验我们就能判断出ρC显著大于ρT的国家(地区)。实现这一检验，首先，我们要将表2中计算的危机前后的Pearson相关系数通过费雪 Z 转 换 ，得 到 其 对 应 的 Z 值 ，然 后 计 算 出，并 与 一 定 显 著 性 水 平 下 正 态 分 布的临界值进行比较，从而判断危机发生后相关系数是否显著增加，或者是否发生金融危机传染。为了能精确判断本次金融危机跨国传染是否发生，我们也对27个国家(地区)危机发生前后与美国股市的Pearson相关系数进行了费雪Z-转换，然后再判断该相关系数是否显著增加，并将其计算结果放在表2中。

从表2中可以看出，在27个国家(地区)中，德国和挪威股市在危机后与美国股市之间的相关系数在10%的显著性水平下显著增加，加拿大、泰国和希腊的相关系数在 5%的显著性水平下显著增加，而中国香港、中国大陆、印度、阿根廷和巴西则是在1%的显著性水平下显著增加。从上述结果来看，在此次金融海啸中，一共有10个国家(地区)在10%的显著性水平下显著存在金融危机传染效应。对于其余的17个国家(地区)来说，虽然大部分国家(地区)在危机发生后与美国的相关系数都有所增加，但是由于西方发达国家与美国在政治和经济上的共同点，这些国家与美国之间的相关性本来就很高，因此在危机之后相关系数并没有大幅上升，从而导致在统计上并不显著。我们也不能认为该国(地区)存在金融危机传染效应。

四、金融危机纯传染效应的单因素模型回归判断

Forbes and Rigobon（2002）研究得出“金融危机中各国的共同动荡只是因为国家间的相互依赖，而不是出现了金融危机传染”这一结论，Corsetti et al（.2005）对此提出了质疑，并以此构建了单因素线性相关模型，推导出了相互依赖的理论测度。该模型先假设国家 i 和 j 之间的股价指数收益率及其运动过程可以用公式(1)来描述：其中 rj代表危机发生国的股价指数收益率，ri代表被传染国的股价指数收益率，f 代表全球共同因子，γi和γj分别代表被传染国和危机发生国的国家特质因子负载(类似于CAPM中的Beta值，代表该国受全球共同风险因子影响的程度)，αi和αj为常数项，εi和 εj则分别代表两国国内的特殊波动。在这里，f 、εi和 εj为相互独立的随机变量，并且都具有有限的方差。利用单因素模型对各国(地区)在此次金融海啸中是否存在纯传染效应进行判断之前，先要对上面给出的单因素模型 ri=αi+γif+εi进行回归。我们先利用全样本进行回归，相当于假设在危机发生前后，各国全球因子前的系数不发生改变，即各国之间的关系不会发生结构性突变，也就是我们所说的不存在金融危机纯传染效应，回归结果放在表3中。

从表3我们发现，28个国家或地区全球共同因子前的回归系数都在1%的显著性水平下显著，这说明摩根斯坦利的全球股指对这些国家的股指收益率变化有重要的解释能力。同时，这些国家或地区回归的常数项在10%的显著性水平下都不显著异于零，这说明以全球股指为解释变量的单因素回归模型很好地解释了各国(地区)收益率的变化。多数国家（地区），特别是西方发达国家市场回归的 Rˉ2值都比较高，基本上都达到了0.6，而对中国台湾、新加坡、印尼、马来西亚和以色列等新兴市场来说，回归的解释能力就大为降低，Rˉ2值都处于0.2左右。甚至于对于中国、新西兰和沙特这三个国家来说，Rˉ2值仅接近0.1，相较于西方各国，全球指数对这几个国家的解释能力就显得更低了。

五、经异方差调整后的相关系数对金融危机纯传染效应的判断

根据前述单因素模型，在进行单因素回归之后，还可以通过公式(2)计算被传染国(地区) j 经异方差调整后的相关系数 j，①然后进行下一步的传染性判断。在根据公式(2)计算调整后的相关性系数之前，要根据各国（地区）和危机传染源美国市场的数据，利用样本和前面计算的回归系数和残差方差来计算 ρTj、δ 、λT和 λC，其中 ρTj代表危机发生之后其它国家(地区) j 与危机发生国美国之间的相关性系数，δ 代表危机发生地美国在危机爆发前后股指收益率的方差变化的百分比，λT和 λC分别代表美国在危机爆发前后国家的特质波动与全球共同因子引起的波动的比值。在计算这些变量的时候，ρTj使用危机发生后国家(地区) j 与美国的样本Pearson相关性系数来估计。γ2c就是危机发生地美国回归系数的平方，可以直接得到。Var(εc|T) 和 Var(εc|C) 是分别利用选取的正常期和危机期两段时间内对美国股市数据回归残差计算其相应的样本方差来估计。Var(f|T)和Var(f|C)则是直接利用正常期和危机期全球共同因子的样本方差来估计。同理，Var(rc|C) 和 Var(rc|T) 也是利用美国在正常期和危机期的股指收益率的样本方差来估计，然后利用这个估计值来计算 δ 的估计值。通过样本和回归结果计算出的美国的 δ 、λT和 λC的估计值放在表4中。从上面的计算结果来看，危机发生之后，美国股市动荡加剧，相比较危机发生前，其方差增大了16倍。从整个美国金融危机爆发的过程来看，在2008年9月15日雷曼兄弟倒闭，对手风险急剧放大，导致对美国乃至全球金融业的信心崩溃，美林被收购、AIG国有化，通用、花旗等一个个巨头相继陷入危机，爆发了百年一遇的全球性金融海啸。这一情况在 δ 的数据中有所反映。计算出这三个数值之后，结合前面计算出的各国(地区)的危机前的样本相关系数ρT，通过公式(2)，我们就可以计算出各国(地区)对应的经过异方差调整后的相关系数 。当然， 是在假设危机发生后各国(地区)与美国之间的关系没有发生结构性突变的假设下得到的。在得到 之后，我们就可以对如下的原假设进行检验：H0:ρC≤ ；H1:ρC> 我们将应用费雪Z转换来对两个相关系数进行假设检验的结果放在表5中。从表5中可以看出，应用单因素模型来对相关系数进行异方差调整，进而对纯传染效应进行判断的方法得到如下结论：在这次美国次贷危机引爆的全球金融危机中，中国香港在5%的显著性水平下存在金融危机纯传染效应，而中国大陆则是在1%的显著性水平下存在金融危机纯传染效应，而其余的25个国家(地区)在10%的显著性水平下都不显著。

结合表3我们可以得出结论：中国大陆地区和香港地区在此次金融危机中不仅存在金融危机传染效应，而且存在金融危机纯传染效应，说明危机是通过正常时期就已经存在的贸易等固有的传染渠道以及正常期不存在的投资者行为等传染渠道向中国大陆和香港蔓延。对于德国、挪威、加拿大、泰国、希腊、印度、阿根廷和巴西等8个存在金融危机传染效应的国家，在10%的显著性水平下都不存在金融危机纯传染效应，这表明这些国家在此次金融危机中，虽然存在金融危机传染，但是并不存在纯传染效应。

六、结论与政策启示

本文实证结果表明，一向充当世界经济“火车头”的美国爆发的这场金融危机具有显著的跨国传染效应。其中，中国大陆和香港地区在此次金融危机中不仅存在金融危机传染效应，而且存在金融危机纯传染效应。其原因在于既有正常期业已存在的金融、贸易等固有的传染渠道发生作用，也受正常期不存在的投资者行为等传染渠道的影响。美国股市历来在全球股票市场具有引导作用，分析美国股票市场信息可能预测出其他市场未来短期内的变动趋势。因此，美国金融危机在国际金融市场之间存在显著的传染效应。在经济一体化背景下，国与国之间的联动性增强，危机发生时任何国家都难独善其身、置身度外。导致金融危机传染的情况纷繁复杂，危机在金融市场上传染的渠道和方式也多种多样，美国金融危机传染中金融系统性关联渠道的作用不可小觑。此次美国金融危机对全球金融市场以至全球金融体系产生了巨大的冲击，系统性风险的防范已成为各个经济体面临的新课题。因此，如何防范危机的传染是一项艰巨的任务。作为世界唯一的超级大国和主要国际货币国的美国需要敢于担当，在制定国内各项政策时务必要要通盘考虑其对全球经济的影响；还需要加强彼此间的国际合作，改革和完善国际金融体系，共同维护全球金融体系的稳定。对中国而言，对外需要调整贸易结构、降低过高的贸易依存度，保持稳健、适度的金融市场开放；对内进一步加快产业结构升级、金融体制改革的步伐，提高金融风险管理、预警能力，切实防范系统性风险，有效保障国家金融安全。