评估基于巴塞尔协议II内部评级的方法：实证研究

1990年的经济衰退被认为在规模上与1974年和1961年的经济衰退相似，但没有1982年的经济衰退那么严重，当时经济萎缩3.7%，失业率上升到10.5%（麦克法兰，2006年）。根据澳大利亚银行业部门的ASRF模型进行的测量根据Bas e l II IRB方法预先确定的ASRF模型是一种资产价值因素模型。如第2节所述，其他设定值模型包括穆迪KMV、RiskMetrics和大多数内部银行模型。它们通常也是因子模型。我们相信，我们对ASRF模型的经验发现适用于更广泛的信贷风险资产价值因素模型。对澳大利亚审慎监管局收集的内部银行数据应用ASRF模型，并进行适当替换，我们的实证分析产生了以下时间序列：（i）描述澳大利亚经济普遍状况的单一系统风险因素；以及（ii）违约距离，衡量银行业吸收信贷损失的能力。然后，将这些时间序列与宏观经济指标、金融统计数据和外部信用评级进行比较，我们对IRB方法的模型规格进行了基本评估。此外，由于2007-09年金融危机的深度是在新巴塞尔协议实施后出现的，因此本次系列分析衡量了危机对澳大利亚银行业的影响。最后，在评估违约距离的变量中，反向压力测试探索了可能触发重大支持性干预的压力事件。同样，根据审慎监管机构收集的内部银行数据，我们的研究与其他关于IRB方法和近期危机的实证研究不同。根据澳大利亚银行业的ASRF模型进行测量，需要澳大利亚审慎监管局根据新巴塞尔协议收集内部银行数据。

主要银行在IRB信用风险表上报告的数据自2008年第一季度起按季度提供。把这篇文章记录下来 Emerald Group Publishing（翡翠集团出版）已授予此版本在www上出现的权限。arxiv。组织。未经Emerald GroupPublishing Limited明确许可，Emerald不允许在其他地方进一步复制/分发或托管本文。评估新巴塞尔协议IRB方法：来自澳大利亚的经验证据15信用风险表将信用风险分配给债务人，并在anIRB资产类别中确定PD波段。在给定季度末报告的各IRBasset类别的集合债务人等级构成了一个混合信贷组合，其中各债务人等级代表一个单一信贷。2008年3月31日至2013年6月30日的季度观察建立了混合信贷组合的时间序列。回想一下，δi（t）、ηi（t）、νi（t）、pi（t）和ρi（t）表示截至季度末分配给信贷i的EAD、LGD、到期调整、无条件PD和资产相关性。它们是ASRF模型的输入，该模型预测了随后四个季度间隔[t+1，t+4]内的IRB信贷风险损失。如第3节所述，这些参数和变量在各大银行提交给澳大利亚审慎监管局的IRB信用风险表中以aquarterly为基础进行报告。5.1. 澳大利亚经济的普遍状况。IRBAP方法的模型规范通过计算单一系统风险因素实现条件下的信贷损失扩展来评估监管资本费用。

将IRBcredit风险敞口产生的损失替换为ASRF模型，我们恢复了单一系统性风险因素的实现情况，描述了自巴塞尔协议II实施以来澳大利亚经济所经历的状态。然后，应用标准高斯分布函数得出经济情景分布的分位数。对于ASRF模型预测信用损失的任何一年期限，我们选择将模型输入与相应风险测量期限中点处单个系统风险因素的实现相关联。因此，以季度增量衡量时间，描述季度末经济状况的系统风险因子y的实现y（t）与预测的时间间隔内的信贷损失相关[t-1，t+2]使用季度末报告的信用风险参数和变量-2.假设时间序列中的每个季度，总共有r个银行账簿风险敞口与信用风险有关，其中n个IRB信用风险敞口存在于上述混合组合中，其中n≤ r、 用Rn（t）、Rr（t）和r（t）分别表示截至季度末IRB信用风险敞口、信用风险RWA和总RWA的RWA。让Lr（s）为s季度发生的总信用损失，该损失在财务业绩报表中报告。我们不观察第四季度因IRB信用风险而产生的Ln（s）损失。因此，我们选择分配第四季度期间产生的总信用损失-1，s+2]截至t季度末，NIRB信用风险敞口和其他银行账簿担保之间的风险敞口与RWA的比例-2.因此，在第四季度发生的IRB信用风险s的服务水平ses-1，s，s+1和+2由byRn（t）给出-2） Rr（t-2)Lr（s）-1） +Lr（s）+Lr（s+1）+Lr（s+2）.

（5.1）在根据澳大利亚银行业部门的ASRF模型进行测量时，我们假设坏账确认没有延迟。（之后，我们考虑了坏账确认的延迟。）设定s=t，将任何一年期内的预计信用损失与同一年期内发生的信用损失进行比较。然后，应用订单信用损失的条件预期公式Rn（t-2） Rr（t-2)Lr（t）-1） +Lr（t）+Lr（t+1）+Lr（t+2）=nXi=1δi（t-2） ηi（t）-2） νi（t）-2)ΦΦ-1.π（t）-2)-pρi（t）-2） y（t）p1- ρi（t）-2)!, （5.2）本条isc Emerald Group Publishing（翡翠集团出版）已授予此版本在www上出现的权限。arxiv。组织。未经Emerald GroupPublishing Limited明确许可，Emerald不允许在其他地方进一步复制/分发或托管本文。16评估新巴塞尔协议IRB方法：澳大利亚solve的经验证据，用于实现系统风险目标。从2008年9月30日到2012年12月31日，对每个季度重复这一静态分析，会产生系统风险因素Y的时间序列。ASRF模型假设，随着经济恶化，对portfoliocredit损失的条件预期会上升——这是单一系统风险因素的严格递减函数。按照惯例，E[Ln | Y]分布的α质量与1有关-Y分布的α分位数。因此，与系统风险因素y的校正y（t）对应的置信水平α（t）由α（t）=1给出- Φy（t）. （5.3）如第3节所述，澳大利亚审慎监管局发布的审慎标准指示ADIs将经济衰退（压力）LGD利率分配给IRB信贷市场。用ηi（t）表示截至第三季度末记入贷方i的下行率。设置ηi（t）=ηi（t）表示i=1。

（5.2）中的n，并通过求解系统风险因子y的实现y（t）得出经济的普遍状态，假设经济没有经历（严重）衰退，则经济的扩张性比使用时间点LGD率恢复的扩张性更大。在解决描述当前经济状况的单一系统风险因素的实现时，我们还研究了调整对下行LGD率的影响。认识到银行可能无法产生衰退LGD的内部估计值，Currency等审计长办公室（2007年）提出了一个“线性监督映射函数”，用于将整个周期LGD率转换为衰退LGD率：ηi（t）=0.08+0.92ηi（t），式中，ηi（t）是在季度末分配给信贷i的整个周期LGD。调整在0%到8%之间变化，在整个周期LGD利率从低到高呈线性下降。穆迪利用其数据库中的历史GD利率，得出了一种调整方法，以满足IRB方法下施加的下行LGD要求。他们对整个周期LGDrates的调整取决于债务的资历，其幅度也从0%到8%不等（Emery，2007）。我们通过使用LGD的四个定义（ηi（t）=ηi（t），ηi（t）=ηi（t），ηi（t）=ηi（t），ηi（t）=ηi（t），ηi（t）=ηi（t），以及ηi（t）=ηi（t）表示i=1，…，通过求解（5.2）来证明调整对低迷LGD率的影响，n、 图5描绘了描述当前经济状况的单一系统风险因素的说明。根据各大银行报告的LGD下降率，2007-09年金融危机带来的经济冲击通过澳大利亚银行系统传播，反映了平均每五年发生一次的信贷损失。

也就是说，在危机最严重的时候，澳大利亚经济的普遍状态从（5.2）个问题中恢复过来，通过实现y=-2008年12月31日的0.81。根据戈迪的主张，y=-0.81转化为79.1%的投资组合损失分布——在79.1%的经济情景中，发生的信用损失不超过预期，我们将其描述为（大约）五年一次的事件。我们认为，单一的系统风险因素是衡量金融危机影响的一个密切相关的指标，因为IRB方法选择了实现y=-3.090的系统风险系数Y来评估监管资本l费用，这些费用预计将在99.9%的经济情景中吸收信贷损失。不过，请记住，描述澳大利亚经济普遍状况的ASRF模型中的测量结果反映了ZF部门和机构（即财政部、澳大利亚储备银行和澳大利亚审慎监管局）旨在缓解最近危机的政策响应。自然，不可能孤立这些政策响应，以便将其缓解效果赋予价值。我们使用GNU科学库例程gsl_root_fsolver_falsepos来求解y（t），该例程实现了错误定位算法。基于线性插值的根括号算法，其收敛是线性的，但通常比对分法更快。本文是isc Emerald Group Publishing（翡翠集团出版）已授予此版本在www上出现的权限。arxiv。组织。未经Emerald GroupPublishing Limited明确许可，Emerald不允许在其他地方进一步复制/分发或托管本文。评估新巴塞尔协议IRB方法：来自澳大利亚的经验证据17图5。

了解描述澳大利亚经济普遍状况的单一系统风险因素，以及调整对LGD下滑的影响。信心水平α是指经济状况优于实现y所描述的经济状况的概率。对于信贷si=1，n构成第t季度末的混合投资组合：（a）ηi（t）=ηi（t），其中ηi（t）为LGD。（b） ηi（t）=ηi（t），其中ηi（t）通过循环LGD，ηi（t）=0.08+0.92ηi（t）。（c） ηi（t）=ηi（t）。（d） ηi（t）=ηi（t）-2.00-1.75-1.50-1.25-1.00-0.75-0.50-0.250.000.250.500.751.00（a）（b）（c）（d）使用货币监理专员等（2007）提出的线性监督映射函数，将低迷时期的GDP率转换为整个周期的LGD率，从（5.2）中恢复的单一系统风险因素的实现表明，最近的危机对澳大利亚银行体系造成的信贷损失平均每七年发生一次。鉴于澳大利亚经济在金融危机期间收缩，并且假设通过线性监督映射函数从低迷LGD率中获得的周期LGD率是很好的估计值，我们认为澳大利亚经济在危机最严重时经历的冲击介于五年一遇和七年一遇之间。

这似乎与人们的看法一致，即澳大利亚银行很好地抵御了最近的危机，表现出良好的稳定性和高资本比率，并保持了强劲的信用评级。为供参考，图5还绘制了使用LGD估计值从（5.2）中恢复的单一系统风险因素的重新组合，LGD估计值比下降LGD率低三分之一，为下降LGD率的一半。在这些对危机最严重时的LGD时间点的假设下，澳大利亚经济的冲击体验分别是十年一遇和二十年一遇。在接下来的分析中，我们使用从本文isc中恢复的单个系统风险因素的时间序列 Emerald Group Publishing（翡翠集团出版）已授予此版本在www上出现的权限。arxiv。组织。未经Emerald GroupPublishing Limited明确许可，Emerald不允许在其他地方进一步复制/分发或托管本文。18评估新巴塞尔协议IRB方法：来自澳大利亚的经验证据图6。描述澳大利亚经济普遍状况和实际GDP增长的系统风险因子y的实现率y（t），y-o-y。时间序列显示出中等强度的相关性（+0.60）。资料来源：澳大利亚统计局-1.0-0.8-0.6-0.4-0.20.00.20.40.60.81.00.51.01.52.02.53.03.54.04.55.05.5（5.2），使用澳大利亚主要银行报告的低迷LGD利率。我们可以使用时间点LGD率得出相同的结论。图4所示为澳大利亚经济的实际GDP增长，通常按季度逐季进行季度调整。通过将一年期内预计的信贷损失与同一年期内发生的信贷损失相等，可以恢复单个系统风险因素的季度现实。

因此，我们重申了澳大利亚经济年度实际GDP增长的季度观察结果。图6绘制了描述澳大利亚经济和实际GDP增长的单系统风险因素的时间序列。时间序列具有很强的相关性（+0.60），这表明单一系统风险因素是经济相对状态的合理代表。事实上，当单个系统风险因素的实现滞后一个或两个季度时，时间序列之间的相关性为+0.72。可以说，系统性风险因素y的实现y（t）引领了GDP的实际增长，但在t+2季度的利润和损失中重新认识信用损失Lr（t+2）之前，无法计算实现y（t）。总体而言，对澳大利亚经济普遍状况的观察从（5.2）中恢复，并绘制在图5和图6中，与图4中绘制的宏观经济指标和金融统计数据相当吻合。如上所述，我们没有观察到IRB信用风险的损失。因此，我们选择将IRB信用风险敞口和其他银行账面风险敞口之间产生的总信用损失按比例分配给RWA。图7显示，即使我们将信贷损失完全归因于RB信贷风险敞口，并使用（5.2）中的低迷LGD率，2007-09年的金融危机仍将是本文的重点 Emerald Group Publishing（翡翠集团出版）已授予此版本在www上出现的权限。arxiv。组织。未经Emerald GroupPublishing Limited明确许可，Emerald不允许在其他地方进一步复制/分发或托管本文。评估新巴塞尔协议IRB方法：来自澳大利亚的经验证据19图7。2007-09年金融危机对澳大利亚主要银行信贷组合的影响。

系统风险因素y的实现描述了经济的普遍状态。信心水平α是指经济状况好于现实所描述的经济能力的概率。（a）信用损失按照RWA的比例在IRB信用风险敞口和其他银行账簿风险敞口之间分配。（b） 信用损失完全分配给IRB信用风险敞口，提供较低的投资回报率-1.25-1.00-0.75-0.50-0.250.000.250.500.751.001.25（a）（b）澳大利亚银行系统的限制性信用损失不超过平均每八年发生的信用损失，这是澳大利亚危机严重程度的下限。IRB法的模型设定是为了偿付能力评估或资本充足率而开发的。资本充足率的信用风险模型要求在与投资组合损失分布相关的压力经济条件下精确测量绝对风险水平（BCB S等人，20-10）。认识到描述自巴塞尔协议II实施以来澳大利亚经济所经历状态的单一系统风险因素的实现与远离其分布尾部的观察相对应，我们无法验证监管资本建模的ASRF模型的有效性。然而，我们认为，我们的发现支持对ASRF模型和一般信贷风险的资产价值因素模型进行有利的评估，以实现资本配置、绩效归因和风险监控的目的。这些管理职能通常由经济资本模型服务，只需要在“正常”经济条件下准确地衡量相对风险。可以说，坏账确认的延迟导致预期信用损失与已发生信用损失之间的关联出现滞后。