探究貨幣危機與債務危機關系

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一、引言

20世紀后半期，國際金融危機尤其是新興市場國家金融危機的一個典型特征，就是出現了多重危機共生的現象，即不同類型的金融危機往往在同一時期、同一國家并發。在這種情況下，傳統的將貨幣危機、銀行危機、債務危機孤立研究的金融危機理論無力解釋這些現象，共生性金融危機理論應運而生。但從目前國際上關于危機共生的研究現狀來看，多數文獻仍僅局限于貨幣危機與銀行危機的共生；①而對另一類型的共生危機，即貨幣危機與債務危機的共生卻很少涉及。

事實上，與共生性貨幣危機和銀行危機相比，無論從理論還是經驗上講，貨幣危機與債務危機并發的現象都更為普遍。Reinhart（2002）的研究結果表明，發展中國家②84％的債務違約會引發貨幣危機，66％的貨幣危機會引發債務危機。同時，就國際社會來看，墨西哥（1994）、法國（1998）、阿根廷（2001）等國也都曾發生過較大規模的共生性貨幣危機與債務危機。可以說，研究貨幣危機與債務危機間的共生性，對于金融危機理論演進以及共生性金融危機外延的推廣具有重要意義。

從理論上講，貨幣危機和債務危機間確實存在一定的內生聯系，它們會由某些共同的宏觀經濟因素同時引發，也會在某些力量的推動下形成彼此間的傳導和擴散效應；而且，傳統的金融危機預警文獻在指標選取上，也經常把一國的外債水平作為貨幣危機的一個重要決定因素。但問題在于：貨幣危機和債務危機間通過何種渠道相互聯系？兩種危機間的聯系機制能否得到實踐的檢驗？貨幣危機與債務危機間的共生聯系效應又是否具有可持續性？深入研究這些問題，無論是為實證分析提供理論依據，還是為危機預警篩選更為明確的指標變量等，都具有相當的參考價值。

鑒于貨幣危機和債務危機聯系的可持續性問題對于構建完善的危機預警體系，以及為政府尋求高效的危機處理方式具有現實意義，本文側重于考察貨幣危機與債務危機的長期聯系效應，即通過對新興市場經濟國家和其他發展中國家樣本數據的實證檢驗，分析貨幣危機與債務危機在長期內是否存在某種穩定的聯系，以檢驗二者間聯系的可持續性。

二、貨幣危機和債務危機共生性與聯系效應綜述

就現有文獻看，目前國際上關于貨幣危機與債務危機聯系效應的研究尚處于起步階段，各方面的研究散見于早期的危機預警文獻（IMF，2001）以及一些政策性文獻（Chiodo和Owyang,2002;Mussa,2002;Corsetti和Mackowiak,2000）中。[2－5]Obstfeld（1994）被認為是最早研究貨幣危機與債務危機共生問題的學者，他最早將通貨膨脹因素作為政府預算融資的一個變量引入模型，考察了福利最大化政府的決策行為。盡管該模型并未考慮債務違約因素，僅分析了政府如何在通貨膨脹和稅收這兩種預算融資方式間的權衡問題，但它卻為后來共生性貨幣危機與債務危機的進一步研究提供了理論指引（Dreher等，2004）。此后，一些學者沿循Obstfeld的分析思路，系統地研究了共生性貨幣危機與債務危機的聯系機理和聯系效應問題，并在對這兩種危機間聯系的實證分析方面也積累了一些文獻。

在貨幣危機與債務危機的聯系機理方面，Herz和Tong（2003）、Dreher等（2004）分別從危機的共生因子、內部傳導和兩者的負相關關系等三方面，對這一問題進行了系統的論述（具體的研究思路如圖1所示）。Herz和Tong（2003）指出，貨幣危機與債務危機共生的聯系機制體現為兩個方面：一是貨幣危機與債務危機會由某些共同的宏觀經濟因素同時引發；二是這兩類危機間也存在互補性和替代效應，③即自我實現的預期促成了危機間的內部傳導進而使其呈現互補性，而政府的預算約束限制又使得兩危機間具有相互弱化的替代關系。Herz和Tong（2003）還通過一個自我實現的共生危機模型，在購買力平價理論的框架下，具體分析了貨幣危機與債務危機的共生原因、內部傳導效應以及投資者預期對政府行為的影響。Dreher等（2004）在以上分析的基礎上，更詳細地分析了貨幣危機與債務危機三方面聯系的具體決定因素和形成機制。他們指出，總需求的負面沖擊、國際（實際）利率水平的上升以及太陽黑子因素等，都是形成共生性貨幣危機和債務危機的共同原因，債務危機導致的貿易和產量損失、失業以及投資者和投機者行為會使債務危機向貨幣危機傳導；而政府政策的權衡以及原罪現象，則會形成貨幣危機向債務危機的傳染；同時，政府預算約束下融資方式的選擇，則會使貨幣危機與債務危機間呈負相關關系。④此外，Bauer等（2003）從政府政策選擇的角度，分析了這兩類危機間的共生聯系機理。他們通過對政府的成本—收益分析，研究了福利最大化的政府在貶值和違約間的選擇問題，并據此得出了共生性貨幣危機與債務危機的生成條件和兩者共生的臨界區間。[11]Calvo（1998）、Benigno和Missale（2001）、Aizenman（2002）等也在政府預算約束的框架下，對貨幣危機與債務危機的聯系機理進行了理論分析。[12－14]

圖1貨幣危機與債務危機的理論聯系示意圖

注：實線表示增強效應，虛線表示減弱效應。

同時，一些學者還具體分析了某些特殊因素在共生性貨幣危機和債務危機生成中的作用和傳導路徑。Bauer等（2003）、Herz和Tong（2003）分別通過模型，分析了投資者預期因素對政府行為、政府政策的影響以及共生性危機生成中預期的自我實現效應。[11]Reinhart（2002）、Sy（2003）考察了信用評級在共生性貨幣危機和債務危機中的作用。[15]Jahjah和Montiel（2003）則從匯率政策的角度，研究了新興市場經濟國家貨幣危機與債務危機共生的條件。其結果表明，貨幣危機向債務危機的傳導在很大程度上取決于一國的匯率體制；而在實行硬釘住的國家中，貶值更傾向于引發債務違約。[16]

實證分析方面，主要是圍繞貨幣危機與債務危機間是否存在聯系以及對上述三方面聯系機理的檢驗展開的。從現有資料看，由于樣本選擇、研究方法、變量定義等方面的差異性，目前關于共生性貨幣危機與債務危機聯系效應問題的實證研究并未形成主流或一致的結論。Goldstein等（1998）的研究表明，貨幣危機與債務違約間確實存在某些聯系。[17]Reinhart（2002）通過考察信用評級在貨幣危機和債務危機傳導中的作用，發現發達國家中貨幣危機與債務違約并無直接聯系；而新興市場經濟國家貨幣危機和債務危機相互引發的概率存在較大差別。但是，Reinhart的分析沒有得到貨幣危機與債務危機間存在共生因子的結論。相反，Herz和Tong（2003）利用74個發展中國家1975－2001年的樣本數據，通過Granger因果關系檢驗以及敏感性分析等方法，發現貨幣危機與債務危機間存在多項共生因子，即儲備與進口的比率、國內GDP增長率以及FDI與外債的比率等，都是形成貨幣危機和債務危機的共同原因。Dreher等（2004）通過80個國家1975－2000年的面板數據證明，短期內貨幣危機和債務危機間確實存在內部傳導效應，且中長期內政府預算融資形成的兩種危機負相關關系的理論假設也成立；但該項研究除了發現公共債務會同時引發這兩種危機外，并未發現貨幣危機與債務危機間還存在其他共生因子。另外，Sy（2003）通過對13個新興市場經濟體近期（1994－2002年）小樣本數據研究，得出了新興市場經濟國家貨幣危機與主權債務危機基本無關的結論（檢驗結果表明，在這些國家中，貨幣危機與債務危機的相關系數只有6％）。[15]

三、模型設計、變量選取與樣本說明

（一）模型設計

1.貨幣危機指標的確定

目前國際上關于貨幣危機的實證定義主要有以下三種。

（1）Frankel和Rose（1996）將貨幣危機定義為貨幣名義貶值率不低于25％，并且貶值率的變動率不低于10％。[18]

（2）Eichengreen,Rose和Wyplosz（1994）最早提出了用投機壓力指數來定義貨幣危機。他們將投機壓力指數定義為匯率、外匯儲備和利率變動的加權平均。[19]此后，Hagen和Ho（2003）采用外匯市場壓力指數（ExchangeMarketPressure,EMP）來定義貨幣危機。他們將外匯市場壓力指數定義為月度實際匯率變動、儲備變動和名義利率變動的加權平均；當該指標超過均值2倍標準差時，就定義為貨幣危機。[20]

（3）Kaminsky和Reinhart（1999）以及Glick和Hutchison（1999）也采用外匯市場壓力指數來定義貨幣危機。所不同的是，他們的EMP沒有考慮利率的因素，僅僅是匯率變動和外匯儲備變動的加權平均。[21－22]

考慮到數據的可得性以及分析的需要，本文中貨幣危機采用的是Frankel和Rose（1996）的定義，并借鑒Bauer等（2005）關于貨幣危機的描述，選取貨幣的貶值率作為貨幣危機的變量，[23]即當一國貨幣名義貶值率不低于25％，并且貶值率的變動率不低于10％時，視該國發生了貨幣危機。

2.債務危機指標的確定

本文債務危機的定義借鑒Bauer等（2005）關于金融危機程式化事實的研究結論，⑤將債務危機界定為債務水平占GDP的比重超過40％，并選取外債總額占GDP的比重這一指標作為債務危機的變量。

3.樣本數據說明

本文選取58個發展中國家（其中新興市場經濟國家27個）1976－2005年貨幣貶值率和外債占GDP比率的數據作為分析樣本，相關數據來自UnitedNationsStatistics。具體指標變量根據作者計算整理得到，樣本國家見附表1。

（二）樣本國家共生性危機識別和分布

根據以上貨幣危機和債務危機的定義，本文對各個國家不同年份共生性貨幣危機和債務危機的發生情況進行了識別，共識別出104次共生性危機。各年度共生性危機的分布情況如圖2所示。

圖2樣本國家1976－2005年共生性貨幣危機和債務危機分布情況

從圖2可以看出，20世紀90年代以前，發展中國家共生性危機總體呈上升趨勢，到1990年前后達到峰值；此后雖然略有下降，但表現出較強的周期性，尤其是1996年以后這種周期性更為顯著。同時，就不同類型的發展中國家危機發生情況來看，新興市場經濟國家共生性貨幣危機與債務危機發生的次數均明顯高于其他國家，且周期性較強，尤其是1996年以后，貨幣危機與債務危機的聯系效應呈現出較為明顯的規律性。

四、實證分析

為了進一步考察貨幣危機與債務危機長期內是否存在穩定的聯系效應，本文將通過相關系數檢驗、面板數據ADF檢驗以及協整分析，分別對新興市場經濟國家和其他發展中國家的樣本數據進行實證分析。其思路為：首先對各個國家貨幣危機和債務危機的變量進行相關系數檢驗，從截面數據考察貨幣危機和債務危機的相關度；然后通過面板數據ADF檢驗方法來檢驗變量的平穩性；當兩個變量為同階單整變量時，再通過協整檢驗辨別貨幣危機和債務危機間的長期均衡關系。如果兩者存在協整關系，則通過誤差修正模型來檢驗兩者間的因果關系；否則，認為兩變量間不存在協整關系。為簡化說明，本文分別用CC和DC來表示貨幣危機和債務危機的變量。

（一）相關系數檢驗

通過計算58個樣本國家貨幣貶值率和外債占GDP比率的相關系數，以及繪制相關系數分布特征圖（見圖3），發現就各個國家來看，貨幣危機與債務危機的相關性并不明顯，所有樣本國家相關系數的均值僅為－0.217803；并且從相關系數分布特征圖上看，大多數國家貨幣危機與債務危機的相關系數分布在零值附近，且多數國家這兩者間呈現的是一種負相關關系。

圖3樣本國家貨幣危機與債務危機相關系數分布圖

（二）面板數據ADF檢驗

關于面板數據的單位根檢驗，主要有Levin、Lin和Chu（2002）的LLC檢驗；Breitung（1999）的Breitung檢驗；Im、Pesaran和Shin（1997）的IPS檢驗；InChoi（2001）的Fisher－ADF和Fisher－PP檢驗等方法。為了避免檢驗方法本身的局限性對檢驗結果的影響，本文同時采用這五種方法分別對新興市場經濟國家和其他發展中國家貨幣貶值率和外債占GDP的比率進行平穩性檢驗。具體檢驗結果見表1、表2。

從表1來看，貨幣危機的變量在1％的顯著性水平下均通過了檢驗；債務危機的變量除了Breitung檢驗不能拒絕原假設外，其他檢驗在5％的顯著性水平下也都拒絕了DC存在單位根的假設。由此可以判斷，CC和DC序列均為平穩序列，CC～I（0），DC～I（0）。

表2表明，貨幣危機的變量在1％的顯著性水平下通過了所有的檢驗，這說明CC序列為平穩序列，即CC～I（0）；而債務危機的變量僅通過了LLC檢驗和IPS檢驗，即使在10％的顯著性水平下，其他檢驗也未通過。經過綜合判斷，本文認為不能拒絕DC序列存在單位根的假設，即DC序列為非平穩序列。為了確定DC序列是否是單整的，本文再對原序列進行一階差分，并對差分序列進行單位根檢驗。結果顯示，差分后ΔDC在1％的顯著性水平下均通過了LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、Fisher－ADF檢驗和Fisher－PP檢驗。根據這一結果，本文認為序列DC經過一階差分后平穩，DC為一階單整序列，即DC～I（1）。綜合以上分析得知，由于CC為平穩變量，而DC為一階單整變量，即兩者不是同階單整，因此可以得出，其他發展中國家貨幣危機和債務危機并不存在長期均衡關系。

（三）協整檢驗

由于其他發展中國家貨幣危機和債務危機不存在穩定的長期均衡關系，本文將分析重點轉向新興市場經濟國家。由以上單位根檢驗結果得知，新興市場經濟國家CC和DC均為單整變量，滿足協整檢驗的條件。以下將著重關注新興市場經濟國家貨幣危機和債務危機間是否存在協整關系。具體檢驗思路為：首先對變量進行回歸；然后檢驗殘差的平穩性。如果殘差是平穩的，則認為兩變量間存在協整關系。同時，考慮到貨幣危機與債務危機間的長期聯系可能因國家不同而有所差異，在進行面板數據回歸分析時，本文選取變截距個體固定效應模型。模型形式設定為：

以貨幣危機作為因變量，采用GLS（cross－sectionweights）對模型進行估計，得到發展中國家債務危機與貨幣危機的面板數據回歸結果：

殘差序列｛e｝的表達式為：

其中，α[,i]*的估計結果如表3所示。

從表4可以看出，貨幣危機和債務危機回歸的殘差序列在10％的顯著性水平下僅通過了IPS檢驗和Fisher－PP檢驗；在LLC檢驗、Breitung檢驗和Fisher－PP檢驗中，均未能拒絕含有單位根的原假設。由此可以認為殘差序列｛e｝為非平穩序列，序列CC與DC不具有協整關系。這表明新興市場經濟國家貨幣危機與債務危機間也不存在長期均衡關系。但從以上面板數據的回歸方程斜率看，貨幣危機與債務危機間表現出的是一種負相關關系，這表明貨幣危機與債務危機間具有一定的減弱效應。

五、結論

本文通過對58個發展中國家1976－2005年貨幣危機和債務危機的相關系數檢驗、面板數據ADF檢驗和協整檢驗，定量研究了新興市場經濟國家和其他發展中國家貨幣危機和債務危機的長期聯系效應問題。結合實證分析結果，大致可以得出以下兩點結論。

1.無論在新興市場經濟國家還是其他發展中國家，貨幣危機和債務危機長期內均不存在穩定的均衡關系。這一結果與Sy（2003）的分析結果基本相同；同時，早期危機預警文獻（EWS）中提及的新興市場經濟國家債務危機的爆發并不能減弱貨幣危機這一觀點，也支持本文的結論。但與Sy（2003）的分析結果所不同的是，Sy（2003）的樣本僅包括新興市場經濟國家，而本文通過將樣本范圍擴展到58個發展中國家，并將樣本時間延長至30年，發現就長期而言，其他發展中國家貨幣危機和債務危機的共生性也不顯著。

2.本文的實證結果雖然表明發展中國家貨幣危機和債務危機間的聯系效應不具有可持續性，但文中并未否認多數文獻中關于兩種危機間存在某種程度聯系的結論。通過對截面數據的相關系數檢驗和面板數據回歸模型結果，發現這兩種危機間確實存在一定的聯系，并且表現為一種相互減弱效應。當然，這也是本文與早期危機預警文獻的區別所在。⑥同時，這一結論對發展中國家，尤其是我國的政府決策也具有重要的導向作用。由于共生性貨幣危機與債務危機的發生多與政府貨幣政策、財政政策的權衡密切相關，且貨幣危機與債務危機的替代效應主要源于政府的預算約束，因此，鑒于我國經濟轉軌時期政府面臨的債務困境問題，注重財政政策和貨幣政策的協調配合、恰當選擇政府預算融資方式，應成為現階段我國構建金融危機防坡堤的一項不可缺失的內容。另外，這一研究結果對于遠期中我國資本賬戶自由化，以及人民幣匯率機制完全市場化后匯率機制與財政體制的搭配，也具有前瞻性的指導意義。