摘 要：運用計量經(jīng)濟學的方法對匯率超調#65380;資產(chǎn)負債表效應和產(chǎn)出下降的關系進行分析的結果表明：負有高額外債的國家，在貨幣危機中的匯率超調現(xiàn)象是非常嚴重的，而嚴重的匯率超調通過資產(chǎn)負債表效應可能導致產(chǎn)出的大幅下降。本文的計量模型可以用來預測處于貨幣危機的國家的匯率超調和產(chǎn)出下降的幅度。

關鍵詞：貨幣危機；資產(chǎn)負債表效應；產(chǎn)出緊縮

中圖分類號：F820.3 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544(2007)01-0006-04

一#65380;引言

上世紀90年代以來，世界上發(fā)生了多次嚴重的貨幣危機，這些貨幣危機有許多共同的特點：不僅貨幣的真實和名義貶值都很嚴重，而且導致了危機國家產(chǎn)出水平在短時期內的嚴重下降。同時，許多國家的金融系統(tǒng)最終崩潰。

在以前的研究中，這種由外部沖擊引起的產(chǎn)出下降的原因一般歸結為：外生性因素引起的全要素生產(chǎn)率下降。然而，由于匯率的巨大變化會引起國內和國外商品的相對價格發(fā)生變動，根據(jù)經(jīng)濟學原理，這種相對價格的變化必然會影響真實經(jīng)濟的運行。因此匯率的變化能夠引起一國投資和產(chǎn)出的變化是符合經(jīng)濟規(guī)律的。

在現(xiàn)有文獻中，關于貨幣危機引起產(chǎn)出下降的理論主要是資產(chǎn)負債表效應(Krugman，1999)[1]。資產(chǎn)負債表效應的主要內容有：如果一經(jīng)濟體中存在嚴重的貨幣錯配現(xiàn)象，當本國貨幣大幅貶值時，公司債務增加的速度快于收入增加的速度，其凈值將會減少。這時公司的風險增加，籌集資金的成本提高或者是籌集資金的方式受到限制，就會影響投資，從而減少總需求，最終導致產(chǎn)出的下降。這種產(chǎn)出的下降和因貨幣貶值造成的進口成本的增加可能會引起貨幣的進一步貶值，從而加劇資產(chǎn)負債表效應。但是關于資產(chǎn)負債表效應的作用也有不同的看法。例如，Cespedes(2002)[2]認為貨幣錯配不一定必然導致產(chǎn)出的下降。同時，他們還特別指出，只有在外幣債務水平特別高和國際資本市場不完全的情況下，貨幣貶值才有可能導致產(chǎn)出的下降。

由于理論模型沒有得出肯定的結果，對于貨幣危機中產(chǎn)出的下降是否是由資產(chǎn)負債表效應引起的，只能依靠經(jīng)驗分析。同時，資產(chǎn)負債表效應發(fā)生的準確路徑，以及它的重要性也需要在實證分析中解決。本文著重從國家層面，運用計量經(jīng)濟學的分析方法，分析了貨幣危機中的外債#65380;匯率超調#65380;資產(chǎn)負債表效應和產(chǎn)出緊縮之間的經(jīng)驗關系，并對這種關系進行了穩(wěn)健性檢驗。從實證分析上支持了資產(chǎn)負債表效應理論。

關于貨幣危機與產(chǎn)出下降關系方面的實證分析的文章不多。這些文獻中最有代表性的是Milesi-Ferretli和Razin(2000)[3]和Gupta#65380;Mishra#65380;Sahay(2003)的研究[4]。這些研究和本文相比，有如下區(qū)別：(1)他們選取了1970-1998年之間所發(fā)生的貨幣危機作為樣本，而我們只是選擇了1990年以來的樣本。(2)他們采取了廣義的貨幣危機的定義，而我們所采取的是狹義的定義。(3)他們選擇的國家對資本賬戶的開放度沒有要求。由于本文的研究重點在于論證：在資本賬戶完全開放的條件下，資產(chǎn)負債表效應對經(jīng)濟的影響，因此我們選擇的樣本集中在1990年以來所發(fā)生的貨幣危機。Gupta#65380;Mishra和Sahay(2003)發(fā)現(xiàn)：在一個相對自由的資本流動制度下，貨幣危機發(fā)生之前，往往有大量的國際資本流入，而危機往往發(fā)生在經(jīng)濟繁榮時期，如果發(fā)生貨幣危機的國家的國際貿易量不大，很可能發(fā)生短期的產(chǎn)出下降#65380;經(jīng)濟衰退。我們的經(jīng)驗研究采用的回歸方法和他們相似，但是我們強調了外債持有額度和匯率超調的關系。同時，凈外債額度在Gupta#65380;Mishra和Sahay(2003)的研究中是不顯著的，而在我們的研究中卻是顯著的，而且它也是產(chǎn)出回歸中重要的回歸變量。

二#65380;貨幣危機的界定和相關概念及其關系的統(tǒng)計描述

通常貨幣危機的定義是與對貨幣匯率的投機攻擊聯(lián)系在一起的。它的界定一般分為兩種方法[5]。其一為廣義的貨幣危機；其二為狹義的貨幣危機。廣義的貨幣危機強調投機攻擊對匯率#65380;外匯儲備和利率的共同影響，因此，危機發(fā)生時，匯率的變化不一定明顯。而狹義的貨幣危機則強調攻擊對匯率的影響，因此，匯率的變化必須達到一定程度。如Frankel和Rose(1996)在構建貨幣危機預測的多元Probit模型時[6]，就是采用了狹義的貨幣危機的概念。他們把貨幣危機定義為名義匯率貶值至少超過25%，并且比前一年的貶值率至少大于10%。

由于本文檢驗的主要目標是危機發(fā)生以后的匯率行為和生產(chǎn)緊縮的關系，因此我們選用狹義貨幣危機的定義，將分析限制在上個世紀90年代以后所發(fā)生的貨幣危機，而且，這些危機發(fā)生的國家都是資本賬戶對外開放的國家。我們檢驗了JP摩根真實有效匯率庫中所有的國家對美元的匯率，得到了各國貨幣每一個月的名義匯率序列，我們定義depit計為第t個月的貨幣名義貶值率，如果符合下面兩個條件，我們把第t個月作為貨幣危機開始的時間。

條件1：depit＞10%，depit-depit-3＞10%；

條件2：盯住匯率制度或爬行盯住匯率制度崩潰。

符合上述條件的貨幣危機我們共找到了24次，有關這些國家及其相關的數(shù)據(jù)見表1。

我們把貨幣的貶值分成兩個部分：基本貶值和匯率超調?；举H值是危機開始時的真實有效匯率變動到均衡匯率時的貶值程度。假定當一國開始發(fā)生貨幣危機時，它的真實有效匯率估計過高，而危機過后，其真實有效匯率要調整到均衡匯率的水平。由于國家不同，從危機發(fā)生到貨幣價值趨于穩(wěn)定所需的時間不一致。為方便起見，我們規(guī)定危機發(fā)生后24個月的真實有效匯率作為該國的均衡匯率，在后面我們將檢驗這個假設的可靠性。因此，我們定義貨幣的基本貶值率為：均衡的真實有效匯率偏離危機前的真實有效匯率的百分比。匯率超調就是指貨幣的貶值程度超過基本貶值率的部分，實際上也是危機過后的24個月中貨幣價值最低時的真實有效匯率低于均衡的真實有效匯率的百分比。危機中貨幣總貶值率定義為：危機發(fā)生后24個月中的最低貨幣價值時的真實有效匯率偏離危機前的真實有效匯率的百分比。

統(tǒng)計結果表明，在貨幣危機期間那些有高額凈外債的國家的匯率超調比一般國家的匯率超調更嚴重。在這里，凈外債包括各行各業(yè)的外幣債務，同時扣除了銀行系統(tǒng)所持有的外幣資產(chǎn)。企業(yè)所持有的外幣資產(chǎn)也應該扣除，但是在發(fā)展中國家這些數(shù)據(jù)很難得到，而且這些外幣資產(chǎn)數(shù)量相對較少，因此沒有扣除。我們也沒有扣除貨幣當局的外匯儲備，因為在危機發(fā)生時，這一部分貨幣不一定為負債者所用。我們將在后面對這個假設進行穩(wěn)健性檢驗。

我們可以從現(xiàn)實中看到匯率超調與凈外幣債務是相關的。這種關系的產(chǎn)生是資產(chǎn)負債表效應影響的結果。凈外債越多意味著貨幣錯配現(xiàn)象越嚴重。這時，在貨幣貶值的影響下，產(chǎn)出可能會降低。

為檢驗產(chǎn)出下降和資產(chǎn)負債表效應的相關性，我們首先要量化產(chǎn)出降低的程度。我們使用按季節(jié)調整的季度GDP數(shù)據(jù)，把產(chǎn)出下降率定義為：危機發(fā)生后的兩年里的最低產(chǎn)出偏離危機發(fā)生前產(chǎn)出的百分比。然后，我們需要測度資產(chǎn)負債表效應。根據(jù)其定義，資產(chǎn)負債表效應是由于外債的真實價值對GDP的比率上升造成的，因此資產(chǎn)負債表效應可以用凈外債率乘以真實匯率的總的貶值率來表示。

三#65380; 匯率行為與產(chǎn)出緊縮關系的回歸分析

前面我們提供了關于凈外債#65380;真實匯率超調和產(chǎn)出下降這幾個變量之間的經(jīng)驗關系的計量經(jīng)濟學分析。我們估計的方程如下：

匯率超調=α₁+α₂(凈外債率) (1)

GDP變化率=β₁+β₂log(凈外債率×總貶值率) (2)

方程(1)對匯率超調和凈外債率進行了回歸。方程(2)對產(chǎn)出下降率和資產(chǎn)負債表效應進行了回歸。我們預期α₂＞0，即外幣債務越重導致的匯率超調也越嚴重。我們也預期β₂＜0，即資產(chǎn)負債表效應越大導致的產(chǎn)出下降也就越嚴重。我們的回歸結果見表2。

表2的第1列是我們用OLS方法對方程(1)和(2)分別進行回歸得到的結果。盡管我們所取的樣本規(guī)模較小，但是估計結果卻強烈支持我們的假設。在顯著性水平為1%的條件下，α₂和β₂的符號和預期的符號完全相同。我們的回歸結果是：一個國家的外債越高，在貨幣危機中的匯率超調也就越嚴重。同時，一個國家在危機過后的產(chǎn)出下降的嚴重程度和他的資產(chǎn)負債表效應高度相關。或者說，一個國家的貨幣貶值越大，外債負擔越嚴重，貨幣危機引起的產(chǎn)出下降就越大。然而，我們的結果來自于OLS回歸，根據(jù)OLS回歸方法的基本假設，有兩個問題需要注意：樣本數(shù)目小和變量的內生性。

首先，我們的回歸只使用了24個觀測目標，由小規(guī)模樣本支持的結論是否反映了真實情況呢?作為對所發(fā)現(xiàn)的結果的檢驗，我們使用中位數(shù)回歸方法再一次估計方程的系數(shù)和標準誤差，其檢驗的結果在表2中的第2列。我們發(fā)現(xiàn)系數(shù)α2和β2的符號和我們所預期的完全相同。因此我們所得出的結論是符合實際的。

其次，我們使用OLS方法分別估計方程(1)和(2)時存在的另一個問題是內生性問題：方程(1)中的匯率超調變量是方程(2)中的總貶值率的一部分。即，總貶值率=基本貶值率+匯率超調+基本貶值率×匯率超調。

因為，如果兩個方程的殘差的方差矩陣不是對角線矩陣，則用OLS獨立估計的兩個方程就不一致。方差矩陣的非對角線性表明在第二個方程中的解釋變量和本方程的殘差有聯(lián)系，而這是不符合OLS的假設條件的[7]。為說明這個問題，我們使用3階段最小二乘法(3SLS)來估計方程(1)和(2)。3SLS在回歸來自方程(1)中的內生變量時使用預測數(shù)據(jù)，用原始數(shù)據(jù)來估計方程(2)。我們回歸得出的結果在表2第3列，系數(shù)在1%的顯著水平下仍然和預期的結果是相同的。另外需要指出的是，3SLS估計得出的數(shù)值和OLS估計得出的數(shù)值相同。

對我們的回歸結果還需要做如下說明。在我們的樣本中，平均每一個國家的貨幣基本貶值率為15.5%，而凈外債/GDP為40%。當一個國家的凈外債/GDP比率上升10個百分點，則匯率超調增加11.8個百分點，通過匯率超調的直接或間接效應，收入將降低1.6個百分點。我們也能夠測度其他一些外生變量對產(chǎn)出的影響，如基本貶值，根據(jù)我們的結論，如果一個國家的貨幣基本貶值率上升10個百分點，我們可以預期產(chǎn)出會降低0.8個百分點。

四#65380;回歸結果的穩(wěn)健性檢驗

我們在上一部分中所得到的結論可能在兩方面受到質疑。第一，我們假定了外幣風險引發(fā)了匯率超調，資產(chǎn)負債表效應導致產(chǎn)出的下降，而這種假定僅僅是對這種現(xiàn)象的一種可能性解釋。為檢驗模型的可靠性，主要通過對前述的兩個方程加入一些另外的變量來重新估計我們的模型。第二，我們的回歸結果對我們所使用的變量的定義是否敏感。對于這個問題的檢驗，主要通過改變變量的定義來重新回歸原來的經(jīng)驗方程。上述兩方面的檢驗證明了我們的結論是穩(wěn)健的。檢驗的結果如表3所示。

表3是我們在原來模型的基礎上加入另外的一些變量所得到的回歸結果。它的每一列表示的是加入不同的變量所得到的相應的回歸結果。

第一，我們在方程(2)中加入一個國外資金流入變化的變量，然后在方程(1)和(2)中都加入這個變量。我們知道，一個需要國外資金的企業(yè)，如果在國際金融市場上無法融入資金，則肯定會影響到其產(chǎn)出。我們把國外資金流入變化的變量定義為貨幣危機前12個月的國外資金流入量和危機后12個月的國外資金流入量的差與危機前的產(chǎn)出量的商，表3中的第1列和第2列就是加入了這個變量之后的回歸結果。然而，加入這個變量之后并不影響我們基本模型中的系數(shù)的顯著性。它只是稍微削弱了一點資產(chǎn)負債表效應對產(chǎn)出的影響力。在增加了資金流入量變化這個變量之后，這些結果仍然表明資產(chǎn)負債表效應是影響產(chǎn)出的決定性因素。

第二，有人認為銀行信用對私營部門的急劇收縮加劇了貨幣危機后產(chǎn)出的下降[8]。因此，我們計算了每一次危機之后兩年內銀行信用的變化量，然后把這個變量加入方程(2)，并把它同時加入方程(1)和(2)，如表3的第3欄和第4欄所示，兩年內銀行信用對私營部門的變化量在5%的條件下是顯著的。這個變量的加入削弱了其他變量的系數(shù)，但是外債和資產(chǎn)負債表效應的系數(shù)仍然是顯著的，并且其符號與預期的符號相同。

第三，我們把世界經(jīng)濟增長情況在方程(2)中考慮。這樣做的理由是，當一個國家發(fā)生了貨幣危機之后，整個世界經(jīng)濟的發(fā)展情況對該國產(chǎn)出有較大的影響。具體地說，當世界經(jīng)濟處于擴張狀況時，一個正在經(jīng)歷貨幣危機的國家可能很快就會得到恢復；當世界經(jīng)濟處于蕭條狀態(tài)時，一個正在經(jīng)歷貨幣危機的國家，特別是那種對外開放的小國經(jīng)濟，可能會更加蕭條。為了檢驗這種想法，我們計算了每一次危機之后的兩年的世界經(jīng)濟增長率，然后，把世界經(jīng)濟增長率作為自變量加入方程(2)中進行回歸?；貧w結果在表3中的第5列，結果顯示世界經(jīng)濟在1%的水平上是顯著的。但是，此變量的加入對其他變量的系數(shù)基本上沒有影響。

第四，產(chǎn)出的急劇下降可能是銀行危機的結果。事實上，在我們的樣本中，有13次貨幣危機和銀行危機是同時發(fā)生的。從許多銀行危機發(fā)生的原因來看，銀行系統(tǒng)#65380;公司和客戶的貨幣錯配而導致的資產(chǎn)負債表效應是引發(fā)銀行危機的部分原因，而且，在我們的例子中，銀行危機的產(chǎn)出效應和資產(chǎn)負債表效應對產(chǎn)出的影響是一致的。由于這些原因，我們認為銀行危機對經(jīng)濟的影響可能就是資產(chǎn)負債表效應的一部分。為了檢驗這個假設，我們使用最大似然估計法建立一個銀行危機的二元probit模型[9]。當銀行危機和貨幣危機同時出現(xiàn)時，因變量為1，其他情況因變量為0。然后把它與資產(chǎn)負債表效應一起進行回歸。回歸結果見表4。在這里資產(chǎn)負債表效應是顯著的。這個結果表明銀行危機的影響可能是資產(chǎn)負債表效應的一部分。

下面，我們通過改變回歸變量所包含的具體內容來檢驗基本結論的穩(wěn)健性。

首先，我們把凈外債的定義改為各部門的所有外債扣除掉銀行系統(tǒng)#65380;公司和政府的全部外幣資產(chǎn)，然后按原方式進行回歸。表5的第1欄的結果標明，在改變凈外債/GDP的定義后，我們的結論仍然是成立的。

然后，我們再考慮3種不同的均衡真實有效匯率的定義。當我們把均衡的真實有效匯率定義為危機后36個月的真實有效匯率時，α₂和β₂的符號仍然和預期的符號相同，并且在1%的水平上是顯著的。其回歸結果在表5第2欄中表示出來。當我們把均衡真實有效匯率定義為危機前3年和危機后兩年的真實有效匯率的平均數(shù)時，對我們初始模型進行回歸，結果如表5第3欄所示，α₂和β₂的符號和預期的符號完全相同，并且在1%的水平上是顯著的，只是α₂由1.2變?yōu)榱?.90。最后，我們把均衡真實有效匯率定義為危機前5年的真實有效匯率，我們這樣定義均衡真實有效匯率的原因是：要說明用危機后的數(shù)據(jù)來定義均衡真實有效匯率是否有內生性的問題。即，我們的模型中的一個自變量是否內生于我們的模型中。這種情況在理論上是可能的。例如，一定程度的匯率超調#65380;凈外債規(guī)模或者是產(chǎn)出下降，在危機的初期可能會引起政策的改變，從而改變均衡真實有效匯率。如果是這樣，我們得出的結論將會是無效的。要使我們的模型是可識別的，模型中的兩個變量：凈外幣債務和基本貶值，必須是外生的。當我們把均衡真實匯率用危機前的數(shù)據(jù)來表示時，則說明基本貶值并不由貨幣危機來決定。根據(jù)這個定義重新進行回歸的結果，如表5第5欄中所示，我們的結論仍然得到支持。

最后，我們把匯率超調的測度方式改為：貨幣危機期間，真實有效匯率偏離均衡匯率的百分比的平均值。這種測度方法的改變主要是說明：持續(xù)一#65380;兩天的匯率超調對經(jīng)濟的影響與持續(xù)一#65380;兩個月或一#65380;兩年是不一樣的。這種測度方法與初始模型中的方法有很大的不同，因此重新定義的變量的系數(shù)與原變量的系數(shù)有很大的變動。但是，系數(shù)的符號沒有變。這次回歸的結果在表5的第4欄中。盡管改變了我們模型中的各個變量的定義，我們的回歸結果仍然是穩(wěn)定的。

五#65380;結論

在本文中，我們運用計量經(jīng)濟學的方法對匯率超調#65380;資產(chǎn)負債表效應和產(chǎn)出下降的關系進行了分析。我們的分析結果表明：

1.負有高額外債的國家，在貨幣危機中的匯率超調現(xiàn)象是非常嚴重的，而嚴重的匯率超調通過資產(chǎn)負債表效應可能導致產(chǎn)出的大幅下降。

2.在貨幣危機中，銀行危機對經(jīng)濟活動的影響可能是資產(chǎn)負債表效應的一部分。因此，在討論貨幣危機的成本時，不需要作為一個單獨的變量列出。銀行危機對資產(chǎn)負債表效應的影響是非常大的。

3.我們的計量模型可以用來預測處于貨幣危機的國家的匯率超調和產(chǎn)出下降的幅度。

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(責任編輯：郄彥平；校對：閻東彬)