亞洲金融風暴是否為自我實現預言?

亞洲金融風暴是否為自我實現預言? 亞洲金融風暴是否為自我實現預言, ,**梁雪富 詹蕙綺 摘要 1997年亞洲金融風暴由泰國開始爆發,迅速演變為區域性的金融風暴,本研究是以兩狀態馬可夫模型探討亞洲金融風暴是否為自我實現預言(self-filfilling) 抑或只是基本面(fundamental)變差的因素使得金融危機發生。根據Jeanne(1997)的理論架構,自我實現預言一定要發生於多重均衡(multiple equilibria)的狀態中,而目前以馬可夫模型估計自我實現預言者只有用於估計法國與阿根廷,未見有估計亞洲金融危機的文章,因此本研究依據Jeanne(1997)的理論並選取亞洲金融危機做為實證標的進行研究。 從本研究的實證結果可知,亞洲各國在金融危機發生前確實存在多重均衡,且至少存在有兩種均衡。而在自我實現預言部分,泰國、菲律賓、南韓在亞洲金融風暴時確有自我實現預言的存在,顯示自我實現預言在金融危機發生時為不可忽視的要角之一,而在估計金融危機時,馬可夫模型的表現比一般傳統的線性模 , 聯繫作者,梁雪富,南台科技大學財務金融學系副教授,,710,台南縣永康市尚頂里南台街1號,Tel:06-2533131 ext9128,e-mail:alfo@mail.stut.edu.tw **聯繫作者,詹蕙綺,南華大學財務管理研究所,e-mail:cow710405@yahoo.com.tw 1 型要佳,且估計出的貶值機率也估出了亞洲金融風暴發生的時點,因此建議未來研究金融危機時,研究者應以非線性模型為工具。 壹、前言 1997年7月,亞洲金融風暴由泰國開始爆發,席捲了東南亞國家,並波及到東亞的香港、日本、南韓、台灣等地,對於各個國家經濟造成了程度不同的破壞。近年許多金融危機已經不侷限於開發中國家或未開發國家才會發生,已開發國家也同樣會發生金融危機,且近年的金融危機皆對於其鄰近的國家產生了經濟面的衝擊,首先Krugman(1979)建立了第一代貨幣危機模型,將貨幣危機歸因於基本面的衰敗,但在1990年代,隨著經濟結構的轉變,最常見的外債危機逐漸轉變為市場普遍預期心理所導致的危機,最後引發大規模的外匯投機性狙擊(speculative attack)以及該國匯率體制崩潰,這些因素的轉變使得貨幣危機模型歷經三代的轉變,其中以Obstfeld(1994) 第二代最受人注意。連第一代貨幣危機模型創始人Krugman(1999)ㄧ文也說到近來發生的貨幣危機難以運用單純的外匯基要解釋,市場預期心理與多重均衡解具有較強解釋能力。 2 1Jeanne(1997)文中探討基本面與自我實現預言對於金融危機的影響,並導出了在固定匯率 制度 关于办公室下班关闭电源制度矿山事故隐患举报和奖励制度制度下载人事管理制度doc盘点制度下载 上自我實現預言會引起金融危機的模型,並以此模型估計1992-1993年的法國金融危機,實證結果也發生法國金融危機確實有自我實現預言的存在。而目前利用此模型估計金融危機中自我實現預言的尚有Alvarez-Plata and Schrooten(2006)及Boinet et al.(2005),此兩篇皆將模型用於估計2002年的阿根廷金融危機上,並發現自我實現預言在阿根廷金融危機上扮演重要的角色。其中,Alvarez-Plata and Schrooten(2006)先證明了阿根廷確實有多重均衡存在後再 2估計阿根廷金融危機中是否有自我實現預言。由於目前尚未有文獻將自我實現預言的模型用於亞洲金融風暴上,而1997年亞洲金融風暴由泰國開始爆發後就如骨牌效應般蔓延了整個亞洲地區,其發生的原因與經過非常有可能是由於自我實現預言所引起,因此我們以Jeanne(1997)的模型及Alvarez-Plata and Schrooten(2006)的實證方法並選取亞洲金融風暴為研究的目標來探討亞洲金融風暴是否為自我實現預言。 本研究欲瞭解亞洲金融風暴發生的原因是否單純的為經濟基本面的敗壞或是由自我實現預言所引起,以Jeanne(1997)的理論為架構,並以兩狀態馬可夫模 1自我實現預言(self-fulfilling)為投機者預期政府決策者未來可能的匯率升貶政策以及影響政府決策導致匯率價格波動,嚴重者將引發金融危機。Eichengreen and Wyplosz(1993), Obstfeld(1994), Obstfeld(1996), Obstfeld(1996b), Obstfeld and Rogoff(1995), Sachs and Radelet(1998)皆為其相關文獻。 2 自我實現預言必須存在於多重均衡的狀態中,而Jeanne(1997,2000)及Boinet(2005)未先證明該 國有多重均衡的存在,因此Alvarez-Plata and Schrooten(2006)的實證較為完善。 3 型做為實證模型,選取泰國、菲律賓及南韓做為樣本國家,並以1993年第1季到2005年第4季為樣本期間,估計金融危機發生時的貶值機率的變動。 本文主要分為五個章節,第一章是緒論,第二章是模型架構包括前提假設的說明,以及簡要介紹本篇文章的理論推導過程。第三章則為實證模型,說明本文的實證模型與實證設計。第四章是實證結果,最後第五章為本文結論 貳、模型架構 許多文獻都在研究一國會發生金融危機的原因,金融危機原因的探討大致分為三模型階段,第一代金融危機模型、第二代金融危機模型、第三代金融危機模型。 根據Krugman(1979)第一代金融危機模型,金融危機的發生是起因於一國的總體經濟因素,例如,外匯存底的減少,貨幣政策、財政政策的不當所導致。因此,當經濟基本面無法維持榮景時,投機性攻擊就會發生。第二代金融危機如Obstfeld(1986,1996)認為政府維持匯率區間當視其利益與成本及投資者認為匯率區間能否維持而定。在第二代金融危機模型中,多重均衡及自我實現預言的理論因而出現,而上述的理論是成立在理性預期的情況,意即,假設給定政府的政策及行為時,投資人將會根據資訊做出理性的預期,而給定投資人的預期後,政府也將做出最適的行動(optimal policy)。第三代金融危機是在研究銀行與通貨危 4 機,在亞洲金融危機後被提出,目前第三代金融危機尚未成熟,代表的幾篇文章有,Masson(1999)、Fratzscher(1999)、McKinnon and Pill(1996)、Corsetti,Pesenti and Roubini(1998)、Krugman(1998)等。 本篇模型是屬於第二代金融危機模型,理論架構是根據Jeanne(1997)的模型。此模型包含了金融危機中基本面與自我實現預言,在人們對於固定匯率的維持越來越沒有信心時,自我實現預言就有可能會發生。假設政府可以在任何時點中決定是否讓貨幣貶值,或者是付出成本維持固定匯率,例如,提高利率將導致股市下跌…等,,維持固定匯率與否決定於維持匯率的淨利益是否為正,根據此假設,淨利益就當包括經濟基本面與政府決策者對於維持固定匯率的信用。所以,淨利益()由經濟基本面()及投資者在t-1期時對於第t期時貶值機率的預Bbtt 期,,所組成。人們對於貶值的預期越高,則淨利益就越小。所以,淨利益,t-1 方程式可以表示如下, , (1) B=b-,,,>0ttt-1 其中b亦即外生的總體經濟變數,例如,失業率、貿易收支、M1、外匯存 5 3底…等。π對於淨利益的影響主要決定於α的大小,α可以視為貶值幅度的大小。我們假設為常態分配,是前期預期基本面與本期實際基本面的差。表示如,,下,設其機率密度函數為,從遞增,由遞減, f(),-,0,0,,，，，， (2) ,=b-Ebttt-1t 假設投資者皆為理性預期的情況下,投資者了解當淨利益為負時,政府會放棄固定匯率區間,並且在給定投資者預期下,政府會做出最適行動。 當理性預期的情形下,當期貶值機率會等於t+1期時淨利率為負的機率, (3) ,,,,=PB<0=P<-Eb,,,,tt+1t+1ttt+1 令,將代入得, ,=Eb,ttt+1t ,,,,=F- (4) ，，ttt 3在本研究的實證中,α以外債佔GDP比表示。 6 如式(4)所示,t期貶值機率將會受到t期外生經濟變數()與t期貶值機率(),,tt所影響。所以,在給定的時候,同時也會有對應的均衡,也就是說,政府會,,tt 根據市場參與者對於貶值的預期做出是否貶值的最適決定,而市場參與者也會觀察政府的動向而做出理性的預測(rational expectation),如此循環就造成了多重均衡存在的可能,也使得自我實現預言有發生的可能性。在Jeanne(1997)的文中指 4出,多重均衡會在某些經濟範圍區間內才會發生,而貶值機率就可能有一個以上不同的值。Jeanne並在文中指出在以下兩種情形同時成立下,多重均衡才會存在。一、的斜率大於1時。二、基本面介於基本面上下界之間F-,,,，，tt ，，,若符合此兩種情形就會有多重均衡的存在。 i.e. ,,,,,，，t，， 第一種情況的數學式表示如下, Zf(0)>1,, 也就是, (5) ,>1 2,, 4,,,,(,) 才會有多重均衡的發生 t 7 5 當時,則貶值機率只有單一解(unique soluteion)。 Z<1 第二種情形,經濟基本面需介於上下界之間,上下界之數學式分,,,, ,，，t別表示如下, ,,，，,, =F2ln-2ln,,,,,,,,,,22,,,,，，,, 6及 (6) ,,，，,, =F-2ln+2ln,,,,,,,,,,22,,,,，，,, 反之,當基本面非常好時,則均衡貶值機率會趨近於0,而當基本面,,>，， ,,<非常差時,則均衡貶值機率會接近於1,在基本面非常好與非常差的情形，， 下就沒有多重均衡的存在。 5 當基本面(,)上升時,貶值機率下降(,),當基本面下降時,貶值機率就會上升,也就是說,tt 基本面與其對應的貶值機率只有一個。 6 α為外債佔GDP對於貶值機率的關係,如式(7)所示。σ則為經濟變數AR(P)的σ,在本研究為 貿易收支佔GDP的AR(1)之σ。 8 綜合上述,自我實現預言的發生一定要在多重均衡的狀態下,才有可能依照市場預期心理而「跳」到低或高的貶值機率去。 Jeanne(1997)所證出來的模型因為允許多重均衡的存在,因此,我們可以藉由此模型討論經濟基本面與市場預期變動兩者在金融危機發生的原因中所扮演的角色。 本研究欲討論自我實現預言在亞洲金融風暴中的角色,依據Jeanne(1997)、Alvarez-Plata and Schrooten(2006)文中所述,自我實現預言只存在於多重均衡的狀態下,所以要探究自我實現預言就必須證明當時確有多重均衡的狀態,其計算方法如下,首先我們要計算的斜率是否大於1,而斜率我們可以以式(5)F-,,,，，tt ，，中的Z值計算得知。接下來則要計算看其是否介於之間,如式(6)。完,,, ,t，， 成這些計算後就可以瞭解在亞洲金融風暴發生前,亞洲各國儘管在經濟基本面依然為正面的情形下,是否依舊籠罩在自我實現預言的危機中。 假設市場參與者在經濟基本面變動時對於貶值預期的變動如下, (7) ,,=D 9 7 D為外債佔GDP比,為預期貶值的幅度。上式表示若政府額外增加外債, 也將增加市場參與者對於貶值的預期,政府為維持固定匯率勢必付出比以前更多的成本,例,提高利率會導致失業率提高、股市下跌…等。 ，， 計算Z值後,接下來要計算是否介於之間,在研究金融危機的文獻,,, ,t，， 中較常使用的指標有外匯存底佔GDP比、貿易收支佔GDP比與外債佔GDP比…等經濟指標,本研究根據Masson(1998)與Alvarez-Plata and Schrooten(2006)以式(8)表示, ,t * (8) ,=E(TB)+R-R-rDttt+1ttt 為貿易收支佔GDP比的期望值,R為外匯存底佔GDP比,R為E(TB)tt+1t *政府最低應維持的外匯存底門檻值,一般假設為0,為外國利率,本研究使用rt 8美國利率做代表,D為外債佔GDP比。以1993年到2005年的TB季E(TB)ttt+1 資料做AR(1)迴歸估計。 ，， 運用上述的變數計算完,後,緊接著計算允許多重均衡存在的,依照,, ,t，， 7 一般而言,,0.25。 , 8 參見Masson(1998)。 10 式(6)、(7)計算出的上下界與式(9)得出的真實值做對照,結果列於表一至表三。 , 表一 泰國多重均衡範圍 Z, tt , ,tt 1993 2.72 4.35 9.28 6.88 1994 4.80 4.51 10.82 7.53 1995 6.68 4.82 11.27 7.64 1996 7.44 3.94 11.57 8.19 1997 9.22 3.74 13.00 6.84 1998 8.07 4.00 12.60 5.50 1999 5.41 5.09 10.26 7.42 2000 3.87 5.21 8.32 6.21 2001 3.14 4.95 8.70 6.31 2002 2.26 4.78 8.06 6.62 2003 1.73 4.74 7.29 5.98 2004 1.52 4.31 7.59 5.22 2005 1.50 4.70 8.81 5.44 11 表二 菲律賓多重均衡範圍 Z, tt , ,tt 1993 1.29 3.44 9.27 6.52 1994 1.43 4.39 9.30 7.52 1995 1.75 4.30 10.78 6.66 1996 3.34 4.32 11.38 5.91 1997 5.18 4.72 10.99 7.20 1998 5.10 3.55 10.49 5.77 1999 3.99 4.64 9.97 5.05 2000 3.49 4.87 9.22 5.19 2001 3.14 4.45 9.47 7.26 2002 2.69 4.76 8.17 7.92 2003 2.27 4.52 9.90 6.59 2004 2.61 3.66 9.20 7.96 2005 2.44 4.67 9.12 6.33 表三 南韓多重均衡範圍 Z , tt , ,tt 1993 0.93 - - 2.21 1994 1.21 2.53 4.04 3.04 12 1995 0.82 - - 2.79 1996 0.87 - - 3.11 1997 1.52 1.73 5.4 4.38 1998 4.18 1.41 4.36 4.09 1999 2.43 2.62 3.24 3.03 2000 1.73 2.45 3.39 3.00 2001 1.42 1.73 3.43 2.52 2002 2.22 2.27 4.52 3.42 2003 1.46 1.38 3.63 2.76 2004 2.68 1.72 3.8 2.73 2005 2.00 1.68 3.48 2.13 在表中可知泰國與菲律賓1993年到2005年的Z值皆大於1,也就是說 ，，斜率大於1,且皆位於之間。而南韓在1993年、1995年及1996F-,,,,,, ,，，ttt，， ，，年Z值未大於1,其餘的年份Z值均大於1,也都落於之間。 ,,, ,t，， 由此可知,泰國與菲律賓在1993年到2005年皆處於多重均衡的狀態中,而 ，，南韓在1994年與1997年金融危機發生時與發生後Z值均大於1,也落於,,, ,t，，之間,顯示其經濟體在1994年與1997年之後都在多重均衡的狀態中,所以在1997年亞洲金融風暴時泰國、菲律賓與南韓均存在多重均衡,意即泰國、菲律賓與南韓的經濟基本面為正面的情況下,依舊有遭受投機性攻擊而引發金融危機的可能。 參、實證模型 13 9Jeanne(2000)將模型一階泰勒展開後,得到, ', (9) ,,,,=+x+s=1,...,nttsttt '其中為依狀態而改變的截距項,而,為總體經濟變數的係數,,,,=,...,,x，，st1kt 而為隨機變數,式(9)由於有狀態上的轉換,因此可視為馬可夫模型的n階狀,t 態。由式(9)可知截距的狀態轉換與經濟基本面會影響貶值機率的大小,假設經濟基本面的係數不變,則影響貶值機率的因素就是截距項在狀態不同時的跳動, 10而影響狀態間跳動的因素即為太陽黑子變數(sun spot variable)。 以往研究金融危機的文獻大多是以線性模型估計,但線性模型有個很大的缺點就是無法估計當市場參與者對於下期貶值機率的預期變動時所造成的金融危機,(Fratzscher,2002)。由於市場參與者貶值預期的變動很難觀測出,所以在實證模型的設置上有一定的難度。Jeanne(1997,2000)、Boinet et. al(2002)及Alvarez-Plata and Schrooten(2006)發現使用馬可夫模型估計自我實現預言皆有良 9 詳見Jeanne(2000)第340頁。 10太陽黑子變數為一些影響大眾心理的因素,例如,央行官員、重要財經人士、專業投資人所表達的預測、技術分析、市場謠言…等,這些事件的發生不會影響當時的經濟基本面,但卻經常使得市場參與者改變其買賣行為及匯率的走向。相關解釋可參考陳至還(2005),其對於太陽黑子、多重均衡、自我實現預言…等金融危機方面的專有名詞有淺顯易懂的解釋。 14 好的成效,因馬可夫模型的特性即為估計狀態間的轉換,因此本研究選用馬可夫模型估計亞洲金融風暴是否為自我實現預言所造成。 Hamilton(1989)提出了馬可夫轉換模型,是一個狀態轉換模型,主要是利用不可觀察的狀態變數(state variable)區分資料在不同狀態下的轉變,狀態變數會隨著馬可夫鏈(Markov chain)變動,因此相較於傳統線性模型,馬可夫轉換模型更能良好捕捉時間序列資料的動態特性,是目前非常流行的非線性時間序列模型。Kim and Nelson(1999)對馬可夫模型和其變化有更詳細的介紹。 馬可夫模型的狀態轉換的特點是其狀態變數遵循一階馬可夫鏈變動,也就St 是說前一期的狀態變數會影響當期狀態變數,Hamilton(1994)。 SSt-1t Ps=js=i,s=k,...=Ps=js=i=p (10) ,,,,tt-1t-2tt-1ij 轉換機率是狀態i轉換為狀態j的機率。轉換機率會滿足pp+p+...+p=1iji1i2iN的特性,P則為個轉換矩陣, NN，，， 15 p p . . . p，，11121N,,p p . . . p21222N,, ,,P= . . . . . . (11) ,, . . . . . . ,, ,,p p . . . pN1N2NN，， 本研究使用兩狀態馬可夫模型,下式為其方程式, ,+ay+...+ay+u if s=1,,111t-1p1t-p1t t,, (12) y=,,t+ay+...+ay+u if s=2,,,212t-1p2t-p2tt,, 在兩狀態馬可夫模型中,外生變數及狀態變數都可估計,而本研究中的自我實現預言部分即為狀態變數,因此估出狀態變數後就可知道金融危機是否為自我實現預言。 肆、實證結果 本研究以Jeanne(1997,2000)的理論架構為基礎,使用馬可夫轉換模型分析亞洲金融風暴發生前後的貶值機率跳動情形,看其是否為自我實現預言所造成。在Jeanne(1997)文中指出當多重均衡存在時,會有三個均衡存在,其中有兩個是穩定的均衡,另一個則為不穩定的均衡,因此本研究選取兩狀態馬可夫模型做為實證模型,預期一個均衡為低貶值機率,另一個均衡為高貶值機率。而兩個均衡間 16 的跳動是取決於市場參與者對於貶值機率的預期,而影響市場參與者的貶值預期的因素即為太陽黑子變數。 貶值機率以投機壓力指數做代表(index of speculative pressure), * (13) Index of pressure(e)+(i-i)-(R),,,,,,, 實證模型如下, ,,,,,,=+trbal+gr+forliab+rer111234 (14) =+trbal+gr+forliab+rer,,,,,,221234 * 壓力指數的變數由季匯率變動、本國利率與外國利率差的變動與(e),(i-i),外匯存底的變動。、、各為其權數,權數是按照其對應數列的標準差(R),,,, 倒數。有許多文獻曾做過投機壓力指數的應用,如,Eichengree et. al(1995)、Kaminsky and Reinhart(1999)。本研究將投機壓力指數做為估測貶值機率的應變數。在解釋變數方面,以預期會對貶值機率造成影響的經濟基本面變數做為代表,本研究選取貿易收支佔GDP比(trbal)、經濟成長率(gr)、外債佔GDP比(gorliab)及實質利率(rer)四個變數,由於實證發現泰國加了外匯存底佔GDP比後其結果 17 11較為顯著,因此泰國的解釋變數多了外匯存底佔GDP(reser)比,其餘國家均不 12變。本研究取泰國、菲律賓、南韓為樣本國,以1993年第一季到2005年第四 13季為樣本期間,資料方面是取自IMF所提供的IFS資料庫及AREMOS經濟統計資料庫中的「INTLINE國際經濟統計資料庫」、「FOREX國際金融市場統計資料庫」。以ADF檢定及PP檢定看資料是否定態後,再以馬可夫模型估計亞洲金融危機是否存有自我實現預言,其結果列於表四至表六。 表四為泰國的估計結果,首先在馬可夫模型部分,除了forliab變數為不顯著外,其餘皆在α=0.01的顯著水準下顯著,其變數除了reser之外,其餘變數之於貶值機率的正負關係皆合乎預期,γ在狀態一及狀態二時皆為顯著,顯示自我 14實現預言確實為泰國造成金融危機的重大因素。 由線性模型與馬可夫模型的表現比較上可看出線性模型對於捕捉金融危機之形成原因效果較馬可夫模型為差,線性模型的皆高出馬可夫模型的σ有一倍, 以上,且線性模型在估計總體經濟變數上只有trbal與reser為顯著其餘皆不顯著。 11 泰國的實證模型為, ,,,,,,,=+trbal+gr+forliab+reser+rer1112345 =+trbal+gr+forliab+reser+rer,,,,,,,2212345 12 被亞洲金融風暴波及且受創嚴重的國家有泰國、菲律賓、馬來西亞、印尼、新加坡、南韓、香港、台灣…等國家(Henderson,1998),本研究選取泰國、菲律賓、南韓三國是因為其資料最為充足,後續研究可以其他國家作為研究標的。 13 此期間為所能獲得的最長樣本期間。 14 ,、,為實證模型之截距項,經濟變數的係數不變下,截距項的改變代表著貶值機率因非經12 濟變數改變而改變的情形。 18 表三為菲律賓的估計結果,馬可夫模型估計出來的菲律賓的係數大多於 顯著水準下為顯著,只有gr不顯著,γ在狀態一及狀態二皆顯著。所有變,=0.01 數與貶值機率間的正負關係均合乎預期。 線性模型的係數估計結果中只有gr與rer為不顯著,其餘皆顯著。在σ方面,線性模型的σ都較馬可夫模型的σ高上許多,顯示線性模型在估計菲律賓的係數上表現較差。 表二 泰國實證估計結果 ,, Linear regression Markov model p 0.6523*** 0.1887 12 p 0.1253** 0.0642 21 ,5.5265 10.6316 16.5164*** 4.8310 1 , 12.8791*** 4.2745 2 Trbal -0.5299*** 0.2094 -0.5853*** 0.1002 Gr -8.0744 10.1596 -13.6967*** 4.0611 Forliab 0.5795 1.5138 0.6700 0.5518 Reser 25.2808*** 9.6366 16.5050*** 3.3997 Rer -0.1169 0.1273 -0.3227*** 0.0583 Sigma1 5.1486*** 1.1269 Sigma2 0.8241*** 0.1066 Loglike 19 表三 菲律賓實證估計結果 ,, Linear regression Markov model p 0.2030*** 0.0717 12 p 0.5565*** 0.1316 21 ,-1.3540 1.0136 -1.2384*** 0.4943 1 , -5.0385*** 0.4381 2 trbal -0.3407* 0.1944 -0.7054*** 0.0757 gr -0.0030 0.0183 -0.0124 0.0106 forliab 3.7500** 1.5647 5.4644*** 0.5976 rer -0.1361 0.1761 -0.2315*** 0.0467 sigma1 1.4008*** 0.1857 sigma2 0.3779*** 0.0767 loglike 表四為韓國的估計結果,由表中可以看出trbal及rer各在及顯著,=0.05,=0.01水準下顯著,而γ則在狀態一時為顯著的,顯示韓國在貶值的狀態中,有自我實現預言的存在。trbal與rer與貶值機率的正負相關與預期相同。 線性模型估計的係數結果只有trbal為顯著。在方面,線性模型的皆大,,於馬可夫模型估計出的係數,顯示線性模型在估計韓國的係數方面變動較大,, 表現較差。 表四 韓國實證估計結果 ,, Linear regression Markov model p 0.5802* 0.3213 12 p 0.0210 0.02159 21 ,3.6796 3.4145 8.3010*** 3.0419 1 , -0.3155 2.2567 2 trbal -39.7161** 17.1485 -21.8098** 10.7153 20 gr -3.0526 3.2712 1.5054 2.2237 forliab 7.1417 8.9746 -4.2490 5.8493 rer -0.0503 0.0644 -0.1413*** 0.0392 sigma1 2.7847 1.7483 sigma2 1.2754*** 0.1312 loglike 圖一為馬可夫模型所估計出的泰國貶值機率與實際貶值機率的比較圖,PSTAR即為馬可夫估計結果,而P則為壓力指數。在第18~20期時為亞洲金融風暴發生期間,泰國的壓力指數很明顯的升高,而馬可夫模型估計結果顯示當時的貶值機率為100,,其餘幾次在貶值機率升高時,馬可夫模型皆能掌握住其波動,正確預測。 圖二為菲律賓的貶值機率圖,在第18~20期時為亞洲金融風暴發生時點,貶值機率大幅升高時,馬可夫模型所估計出的貶值機率為100,,而在第30~32期與第50期時貶值機率大幅升高時,馬可夫模型的估計貶值機率也都符合實際貶值機率,由菲律賓的貶值機率圖中可觀察出其貶值機率經常劇烈震動,顯示菲律賓的匯率非常不穩定。 21 圖一 泰國狀態機率 圖二 菲律賓狀態機率 圖三為南韓貶值機率圖,在18~20期期間為亞洲金融風暴發生時點,實際貶值機率在當時明顯竄高,而馬可夫模型估計出來的貶值機率也在當時達到100 22 ,。實際貶值機率在其他時間點都在約50,間移動,顯示南韓的匯率走勢很穩定,而馬可夫模型的估計結果也未有明顯的升高趨勢。 圖三 南韓狀態機率 在實證中我們以馬可夫模型估計亞洲金融危機是否存有自我實現預言,以泰國、菲律賓、南韓為樣本國,以1993年第一季到2005年第四季為樣本期間,且以馬可夫模型與線性模型做比較,在我們的實證中可看出, 1. 泰國、菲律賓、南韓在亞洲金融危機期間有多重均衡,且至少同時存在有兩 種狀態。 2. 在亞洲金融危機中,泰國、菲律賓、南韓確實存在有自我實現預言,證實在 亞洲金融風暴中自我實現預言的確扮演重要的角色。 23 3. 在估計亞洲金融危機時,馬可夫模型的估計表現較線性模型佳,原因是為在 多重均衡存在時,傳統線性模型無法捕捉現實生活中的非線性特性,而馬可 夫模型為非線性模型,因此在捕捉金融危機係數的表現會較線性模型佳。 伍、結論 金融危機的發生已不再侷限於開發中國家或未開發國家,近年來已開發國家也同樣出現金融危機,近期的研究均顯示出金融危機的發生並非只有基本面的因素。本研究即在了解金融危機的發生原因是否為基本面或為自我實現預言,依據Jeanne的模型本文觀察到在1993年以後泰國、菲律賓、韓國的經濟面皆處於多重均衡的可能區間內,也就是說,自我實現預言隨時有可能發生。 在實證中,本研究以兩狀態馬可夫模型做為實證模型,而狀態間的轉換是反映著貶值預期的轉變,如同泰國、菲律賓、南韓的狀態機率圖所示,在亞洲金融風暴發生前後均有狀態轉換的情形發生,貶值機率也由低處突然竄高,而貶值機率的變動是由於市場參與者的貶值預期,因此,我們可說市場參與者的貶值機率的預期是亞洲金融風暴發生的主因,也就是亞洲金融風暴具有自我實現預言的特質。 在估計亞洲金融危機時,馬可夫模型的估計表現較線性模型佳,如前所述, 24 原因是因為非線性模型在捕捉多重均衡時表現會較線性模型佳,此發現與Jeanne(1997)、Alvarez-Plata and Schrooten(2006)及Boinet et al.(2005)相同,因此建議未來研究金融危機時,研究者應以非線性模型為工具。。 25