探究货币危机与债务危机关系

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一、引言20世纪后半期，国际金融危机尤其是新兴市场国家金融危机的一个典型特征，就是出现了多重危机共生的现象，即不同类型的金融危机往往在同一时期、同一国家并发。在这种情况下，传统的将货币危机、银行危机、债务危机孤立研究的金融危机理论无力解释这些现象，共生性金融危机理论应运而生。但从目前国际上关于危机共生的研究现状来看，多数文献仍仅局限于货币危机与银行危机的共生；①而对另一类型的共生危机，即货币危机与债务危机的共生却很少涉及。事实上，与共生性货币危机和银行危机相比，无论从理论还是经验上讲，货币危机与债务危机并发的现象都更为普遍。Reinhart （2002）的研究结果表明，发展中国家②84％的债务违约会引发货币危机，66％的货币危机会引发债务危机。同时，就国际社会来看，墨西哥（1994）、法国（1998）、阿根廷（2001）等国也都曾发生过较大规模的共生性货币危机与债务危机。可以说，研究货币危机与债务危机间的共生性，对于金融危机理论演进以及共生性金融危机外延的推广具有重要意义。从理论上讲，货币危机和债务危机间确实存在一定的内生联系，它们会由某些共同的宏观经济因素同时引发，也会在某些力量的推动下形成彼此间的传导和扩散效应；而且，传统的金融危机预警文献在指标选取上，也经常把一国的外债水平作为货币危机的一个重要决定因素。但问题在于：货币危机和债务危机间通过何种渠道相互联系？两种危机间的联系机制能否得到实践的检验？货币危

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机与债务危机间的共生联系效应又是否具有可持续性？深入研究这些问题，无论是为实证分析提供理论依据，还是为危机预警筛选更为明确的指标变量等，都具有相当的参考价值。鉴于货币危机和债务危机联系的可持续性问题对于构建完善的危机预警体系，以及为政府寻求高效的危机处理方式具有现实意义，本文侧重于考察货币危机与债务危机的长期联系效应，即通过对新兴市场经济国家和其他发展中国家样本数据的实证检验，分析货币危机与债务危机在长期内是否存在某种稳定的联系，以检验二者间联系的可持续性。二、货币危机和债务危机共生性与联系效应综述就现有文献看，目前国际上关于货币危机与债务危机联系效应的研究尚处于起步阶段，各方面的研究散见于早期的危机预警文献（IMF，2001）以及一些政策性文献（Chiodo和Owyang,2002;Mussa,2002;Corsetti和Mackowiak,2000）中。[2－5]Obstfeld（1994）被认为是最早研究货币危机与债务危机共生问题的学者，他最早将通货膨胀因素作为政府预算融资的一个变量引入模型，考察了福利最大化政府的决策行为。尽管该模型并未考虑债务违约因素，仅分析了政府如何在通货膨胀和税收这两种预算融资方式间的权衡问题，但它却为后来共生性货币危机与债务危机的进一步研究提供了理论指引（Dreher等，2004）。此后，一些学者沿循Obstfeld 的分析思路，系统地研究了共生性货币危机与债务危机的联系机理和联系效应问题，并在对这两种危机间联系的实证分析方面也积累了一些文献。在货币危机与债务危机的联系机理方面，Herz和Tong （2003）、Dreher等（2004）分别从危机的共生因子、内部传导和两

---------------------------------------------------------------范文最新推荐------------------------------------------------------ 者的负相关关系等三方面，对这一问题进行了系统的论述（具体的研究思路如图1所示）。Herz和Tong（2003）指出，货币危机与债务危机共生的联系机制体现为两个方面：一是货币危机与债务危机会由某些共同的宏观经济因素同时引发；二是这两类危机间也存在互补性和替代效应，③即自我实现的预期促成了危机间的内部传导进而使其呈现互补性，而政府的预算约束限制又使得两危机间具有相互弱化的替代关系。Herz和Tong（2003）还通过一个自我实现的共生危机模型，在购买力平价理论的框架下，具体分析了货币危机与债务危机的共生原因、内部传导效应以及投资者预期对政府行为的影响。Dreher等（2004）在以上分析的基础上，更详细地分析了货币危机与债务危机三方面联系的具体决定因素和形成机制。他们指出，总需求的负面冲击、国际（实际）利率水平的上升以及太阳黑子因素等，都是形成共生性货币危机和债务危机的共同原因，债务危机导致的贸易和产量损失、失业以及投资者和投机者行为会使债务危机向货币危机传导；而政府政策的权衡以及原罪现象，则会形成货币危机向债务危机的传染；同时，政府预算约束下融资方式的选择，则会使货币危机与债务危机间呈负相关关系。④此外，Bauer等（2003）从政府政策选择的角度，分析了这两类危机间的共生联系机理。他们通过对政府的成本—收益分析，研究了福利最大化的政府在贬值和违约间的选择问题，并据此得出了共生性货币危机与债务危机的生成条件和两者共生的临界区间。[11]Calvo（1998）、Benigno和Missale（2001）、Aizenman

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（2002）等也在政府预算约束的框架下，对货币危机与债务危机的联系机理进行了理论分析。[12－14]图1货币危机与债务危机的理论联系示意图注：实线表示增强效应，虚线表示减弱效应。同时，一些学者还具体分析了某些特殊因素在共生性货币危机和债务危机生成中的作用和传导路径。Bauer等（2003）、Herz和Tong（2003）分别通过模型，分析了投资者预期因素对政府行为、政府政策的影响以及共生性危机生成中预期的自我实现效应。[11]Reinhart（2002）、Sy （2003）考察了信用评级在共生性货币危机和债务危机中的作用。

[15]Jahjah和Montiel（2003）则从汇率政策的角度，研究了新兴市场经济国家货币危机与债务危机共生的条件。其结果表明，货币危机向债务危机的传导在很大程度上取决于一国的汇率体制；而在实行硬钉住的国家中，贬值更倾向于引发债务违约。[16]实证分析方面，主要是围绕货币危机与债务危机间是否存在联系以及对上述三方面联系机理的检验展开的。从现有资料看，由于样本选择、研究方法、变量定义等方面的差异性，目前关于共生性货币危机与债务危机联系效应问题的实证研究并未形成主流或一致的结论。Goldstein等（1998）的研究表明，货币危机与债务违约间确实存在某些联系。

[17]Reinhart（2002）通过考察信用评级在货币危机和债务危机传导中的作用，发现发达国家中货币危机与债务违约并无直接联系；而新兴市场经济国家货币危机和债务危机相互引发的概率存在较大差别。但是，Reinhart的分析没有得到货币危机与债务危机间存在共生因子的结论。相反，Herz和Tong（2003）利用74个发展中国家1975

---------------------------------------------------------------范文最新推荐------------------------------------------------------ －2001年的样本数据，通过Granger因果关系检验以及敏感性分析等方法，发现货币危机与债务危机间存在多项共生因子，即储备与进口的比率、国内GDP增长率以及FDI与外债的比率等，都是形成货币危机和债务危机的共同原因。Dreher等（2004）通过80个国家1975－2000年的面板数据证明，短期内货币危机和债务危机间确实存在内部传导效应，且中长期内政府预算融资形成的两种危机负相关关系的理论假设也成立；但该项研究除了发现公共债务会同时引发这两种危机外，并未发现货币危机与债务危机间还存在其他共生因子。另外，Sy（2003）通过对13个新兴市场经济体近期（1994－2002年）小样本数据研究，得出了新兴市场经济国家货币危机与主权债务危机基本无关的结论（检验结果表明，在这些国家中，货币危机与债务危机的相关系数只有6％）。[15]三、模型设计、变量选取与样本说明（一）模型设计1.货币危机指标的确定目前国际上关于货币危机的实证定义主要有以下三种。（1）Frankel和Rose（1996）将货币危机定义为货币名义贬值率不低于25％，并且贬值率的变动率不低于10％。[18]（2）Eichengreen,Rose和Wyplosz（1994）最早提出了用投机压力指数来定义货币危机。他们将投机压力指数定义为汇率、外汇储备和利率变动的加权平均。[19]此后，Hagen和Ho（2003）采用外汇市场压力指数（ExchangeMarketPressure,EMP）来定义货币危机。他们将外汇市场压力指数定义为月度实际汇率变动、储备变动和名义利率变动的加权平均；当该指标超过均值2倍标准差时，就定义为货币危机。

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[20]（3）Kaminsky和Reinhart（1999）以及Glick和Hutchison（1999）也采用外汇市场压力指数来定义货币危机。所不同的是，他们的EMP 没有考虑利率的因素，仅仅是汇率变动和外汇储备变动的加权平均。[21－22]考虑到数据的可得性以及分析的需要，本文中货币危机采用的是Frankel和Rose（1996）的定义，并借鉴Bauer等（2005）关于货币危机的描述，选取货币的贬值率作为货币危机的代理变量，[23]即当一国货币名义贬值率不低于25％，并且贬值率的变动率不低于10％时，视该国发生了货币危机。2.债务危机指标的确定本文债务危机的定义借鉴Bauer等（2005）关于金融危机程式化事实的研究结论，⑤将债务危机界定为债务水平占GDP的比重超过40％，并选取外债总额占GDP的比重这一指标作为债务危机的代理变量。3.样本数据说明本文选取58个发展中国家（其中新兴市场经济国家27个）1976－2005年货币贬值率和外债占GDP比率的数据作为分析样本，相关数据来自UnitedNationsStatistics。具体指标变量根据作者计算整理得到，样本国家见附表1。（二）样本国家共生性危机识别和分布根据以上货币危机和债务危机的定义，本文对各个国家不同年份共生性货币危机和债务危机的发生情况进行了识别，共识别出104次共生性危机。各年度共生性危机的分布情况如图2所示。图2样本国家1976－2005年共生性货币危机和债务危机分布情况从图2可以看出，20世纪90年代以前，发展中国家共生性危机总体呈上升趋势，到1990年前后达到峰值；此后虽然略有下降，但表现出较强的周期性，尤其是1996年以后这种周期性更为显著。同时，就不同类型的发展中国

---------------------------------------------------------------范文最新推荐------------------------------------------------------ 家危机发生情况来看，新兴市场经济国家共生性货币危机与债务危机发生的次数均明显高于其他国家，且周期性较强，尤其是1996年以后，货币危机与债务危机的联系效应呈现出较为明显的规律性。四、实证分析为了进一步考察货币危机与债务危机长期内是否存在稳定的联系效应，本文将通过相关系数检验、面板数据ADF检验以及协整分析，分别对新兴市场经济国家和其他发展中国家的样本数据进行实证分析。其思路为：首先对各个国家货币危机和债务危机的代理变量进行相关系数检验，从截面数据考察货币危机和债务危机的相关度；然后通过面板数据ADF检验方法来检验变量的平稳性；当两个变量为同阶单整变量时，再通过协整检验辨别货币危机和债务危机间的长期均衡关系。如果两者存在协整关系，则通过误差修正模型来检验两者间的因果关系；否则，认为两变量间不存在协整关系。为简化说明，本文分别用CC和DC来表示货币危机和债务危机的代理变量。（一）相关系数检验通过计算58个样本国家货币贬值率和外债占GDP比率的相关系数，以及绘制相关系数分布特征图（见图3），发现就各个国家来看，货币危机与债务危机的相关性并不明显，所有样本国家相关系数的均值仅为－0.217803；并且从相关系数分布特征图上看，大多数国家货币危机与债务危机的相关系数分布在零值附近，且多数国家这两者间呈现的是一种负相关关系。图3样本国家货币危机与债务危机相关系数分布图（二）面板数据ADF检验关于面板数据的单位根检验，主要有Levin、Lin和Chu（2002）的LLC检验；Breitung（1999）

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的Breitung检验；Im、Pesaran和Shin（1997）的IPS检验；InChoi （2001）的Fisher－ADF和Fisher－PP检验等方法。为了避免检验方法本身的局限性对检验结果的影响，本文同时采用这五种方法分别对新兴市场经济国家和其他发展中国家货币贬值率和外债占GDP的比率进行平稳性检验。具体检验结果见表1、表2。从表1来看，货币危机的代理变量在1％的显著性水平下均通过了检验；债务危机的代理变量除了Breitung检验不能拒绝原假设外，其他检验在5％的显著性水平下也都拒绝了DC存在单位根的假设。由此可以判断，CC 和DC序列均为平稳序列，CC～I（0），DC～I（0）。表2表明，货币危机的代理变量在1％的显著性水平下通过了所有的检验，这说明CC 序列为平稳序列，即CC～I（0）；而债务危机的代理变量仅通过了LLC 检验和IPS检验，即使在10％的显著性水平下，其他检验也未通过。经过综合判断，本文认为不能拒绝DC序列存在单位根的假设，即DC 序列为非平稳序列。为了确定DC序列是否是单整的，本文再对原序列进行一阶差分，并对差分序列进行单位根检验。结果显示，差分后ΔDC在1％的显著性水平下均通过了LLC检验、Breitung检验、IPS 检验、Fisher－ADF检验和Fisher－PP检验。根据这一结果，本文认为序列DC经过一阶差分后平稳，DC为一阶单整序列，即DC～I（1）。综合以上分析得知，由于CC为平稳变量，而DC为一阶单整变量，即两者不是同阶单整，因此可以得出，其他发展中国家货币危机和债务危机并不存在长期均衡关系。（三）协整检验由于其他发展中国家货币危机和债务危机不存在稳定的长期均衡关系，本文将分析重点转向

---------------------------------------------------------------范文最新推荐------------------------------------------------------ 新兴市场经济国家。由以上单位根检验结果得知，新兴市场经济国家CC和DC均为单整变量，满足协整检验的条件。以下将着重关注新兴市场经济国家货币危机和债务危机间是否存在协整关系。具体检验思路为：首先对变量进行回归；然后检验残差的平稳性。如果残差是平稳的，则认为两变量间存在协整关系。同时，考虑到货币危机与债务危机间的长期联系可能因国家不同而有所差异，在进行面板数据回归分析时，本文选取变截距个体固定效应模型。模型形式设定为：以货币危机作为因变量，采用GLS（cross－sectionweights）对模型进行估计，得到发展中国家债务危机与货币危机的面板数据回归结果：残差序列｛e｝的表达式为：其中，α[,i]*的估计结果如表3所示。从表4可以看出，货币危机和债务危机回归的残差序列在10％的显著性水平下仅通过了IPS检验和Fisher－PP检验；在LLC检验、Breitung检验和Fisher－PP检验中，均未能拒绝含有单位根的原假设。由此可以认为残差序列｛e｝为非平稳序列，序列CC与DC不具有协整关系。这表明新兴市场经济国家货币危机与债务危机间也不存在长期均衡关系。但从以上面板数据的回归方程斜率看，货币危机与债务危机间表现出的是一种负相关关系，这表明货币危机与债务危机间具有一定的减弱效应。五、结论本文通过对58个发展中国家1976－2005年货币危机和债务危机的相关系数检验、面板数据ADF检验和协整检验，定量研究了新兴市场经济国家和其他发展中国家货币危机和债务危机的长期联系效应问题。结合实证分析结果，大致可以得

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出以下两点结论。1.无论在新兴市场经济国家还是其他发展中国家，货币危机和债务危机长期内均不存在稳定的均衡关系。这一结果与Sy（2003）的分析结果基本相同；同时，早期危机预警文献（EWS）中提及的新兴市场经济国家债务危机的爆发并不能减弱货币危机这一观点，也支持本文的结论。但与Sy（2003）的分析结果所不同的是，Sy（2003）的样本仅包括新兴市场经济国家，而本文通过将样本范围扩展到58个发展中国家，并将样本时间延长至30年，发现就长期而言，其他发展中国家货币危机和债务危机的共生性也不显著。2.本文的实证结果虽然表明发展中国家货币危机和债务危机间的联系效应不具有可持续性，但文中并未否认多数文献中关于两种危机间存在某种程度联系的结论。通过对截面数据的相关系数检验和面板数据回归模型结果，发现这两种危机间确实存在一定的联系，并且表现为一种相互减弱效应。当然，这也是本文与早期危机预警文献的区别所在。⑥同时，这一结论对发展中国家，尤其是我国的政府决策也具有重要的导向作用。由于共生性货币危机与债务危机的发生多与政府货币政策、财政政策的权衡密切相关，且货币危机与债务危机的替代效应主要源于政府的预算约束，因此，鉴于我国经济转轨时期政府面临的债务困境问题，注重财政政策和货币政策的协调配合、恰当选择政府预算融资方式，应成为现阶段我国构建金融危机防坡堤的一项不可缺失的内容。另外，这一研究结果对于远期中我国资本账户自由化，以及人民币汇率机制完全市场化后汇率机制与财政体制的搭配，也具有前瞻性的指导意义。