东亚金融危机的定量分析.pdf

第 “卷 第期中国矿业大学学报 5’ 是短期外债与之比; 56是未付的外债总额与 的比值; 5是每单位资本的真实增长 率; 5“是外汇储备对进口的比率; 5.是财政预算余 额与之比; 57是外国直接投资净额对外债总 额的比率; 5是国内信贷供给比率; 58是经常项目 总额与的比率; 9 1为误差项 6 我们也用延迟解释变量估计了模型但结果没有改善;同 时注意到所引用的数据是合并而成的因此每个国家的单 独影响可以不考虑 6 57的数据是’ .年的统计数字 其它变量是’ 7年的数据; 数据来源国际货币基金组织国际金融统计多卷;国际货币基金组织贸易支付差额统计多卷;摩根银行亚洲金融市 场多卷然而它们的统计检验不显著 A B “ M;7“ M; H 6 Q . v H 7 w H ] A 6 , . - , 7 , . 6 Q ] \ 7 w NH . v - 6 H . H , ] 7 w ] Q - 6 A ] \ 7 w . \ 6 , ] \ A - 7 w O, . v 6 Q A H ] 7 w D . . 6 D \ . 7 . - 6 . \ \ 7 w OH D v . \ 6 DQ . , A 7 w D, , \ 6 D, , , ] 7 D , Q - 6 D, . \ 7 注R , 7括号中的数字是;检验值“ w代表在, _的显著水平上S H 7样本时期R , - - .年.月H日到, - - \年]月,日 我们发现韩国是受泰国和印尼的金融危机传 染影响的当国家F是指泰国或印尼“且其相关系 数的估计值O ,为正时“ 变量P9 F ;在, _的水平上是 显著的滞后变量P9 F ; D,对印尼是显著的“ 而对泰 国则是不显著的“但估计的相关系数O H与预期的 相反“在两种情况下都是负的然而“由于滞后变量 OH的绝对值在两种情况下都大大小于O,“从泰国和 印尼向韩国的危机的传染是不可避免的更进一 步“泰国危机的发展的确轻微影响韩国外汇市场的 易变性“比印尼危机的影响更强有力马来西亚的 危机证明对韩国外汇市场几乎没有影响 / 0 1和 2 3 4 5也用类似于式6 H 7 和6 Q 7的模型“检验了韩国 危机在印尼马来西亚和泰国汇率上的传染效果 他们得出的结论是东亚金融危机是传染的S韩国危 机的影响也传染到印尼和泰国 传染的主要原因可以追溯到一些结构性因素“ 如这些亚洲国家之间宏观经济政策的相似性贸易 和金融市场的密切联系以及经济一体化的进程“ 即一国市场上商品和服务包括金融服务的一体化 在一个经济一体化逐渐加强的地区“贸易投资金 融的联系使这些国家之间彼此密切相关的金融市 场感染上真正的动荡就宏观经济政策方面说“在 泰国经济危机爆发前“印尼马来西亚菲律宾泰 国和韩国有许多相似之处“他们都是充满活力的 新兴的经济“通过出口推动成功地保持了快速的增 长他们在, - - v年经济增长速度放慢上也有着类 ,Q, 第H期黄玉珏等R东亚金融危机的定量分析 万方数据 似的经验他们的经常项目赤字同样地由于出口收 入的缓慢增长而升高了这些国家在“ 年代引进 了大量外国资本其中很大一部分是短期证券投资 的形式因此这些国家为资本流动逆转和此后的 投机攻击埋下了直接的不断加强的脆弱性隐患 * , A , B, . C 0 2 D M / * , 0 2 L ’ , *NK J K CR ’ L * L B ; / 9 “ “ I G V 9 H 8P W 9 J P I F XM M ’ ’ , * ; C; ’ / / / T L * / L * M ’ ’ , * ; C; ’ / / N* .K * ’ L J , ; L * L B ; T L - ; , / L * / . , ’ , .l , * L M * ’ CL T , * / / K * L T , l K M J M ’ ,; ’ / / ’ , ; M ’ ’ , * ; , L L T , ’ , .; L M * ’ , / ’ / / a; M / , / a- , / / L * / 1P9 中国矿业大学学报第1 “卷 59 “ “ F年亚洲发展银行年度会议报告 万方数据