新興貨幣危機(jī)國的短期負(fù)債

新興貨幣危機(jī)國的短期負(fù)債

一、短期負(fù)債的概念及動(dòng)機(jī)為了解釋東南亞貨幣危機(jī)發(fā)生的原因，科學(xué)家們經(jīng)?？紤]以下因素在貨幣危機(jī)中的作用：腐敗和家庭關(guān)系、經(jīng)濟(jì)透明度的不足、投資政策和貸款擔(dān)保、缺乏資金管理、缺乏實(shí)體監(jiān)管、缺乏資金管理、缺乏實(shí)際收入等。巨額外腐敗病例、固定的定標(biāo)率制度等。盡管不同的研究者考慮的側(cè)重點(diǎn)有所不同,然而幾乎沒有學(xué)者否認(rèn)大量暴露的短期外債使東南亞國家在面對(duì)市場預(yù)期變化和金融恐慌時(shí)顯得異常脆弱。本文的主要目的有兩個(gè):一是用一個(gè)簡單的模型來說明為何發(fā)生危機(jī)的國家會(huì)有大量的短期外債,二是對(duì)貨幣危機(jī)中資本流動(dòng)方向和短期外債之間的相關(guān)性進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析。在第三部分的模型中,我們假定國內(nèi)的投資者為追求期望利潤最大化的理性投資者,短期外債的增加會(huì)增加對(duì)項(xiàng)目的擠兌風(fēng)險(xiǎn),但是短期外債可以降低融資成本,那么國內(nèi)投資者就會(huì)在二者之間進(jìn)行權(quán)衡,選擇合適的短期外債。但是政府對(duì)國內(nèi)投資項(xiàng)目或明或暗的擔(dān)保1,使得短期外債所導(dǎo)致的風(fēng)險(xiǎn)部分地轉(zhuǎn)移給了政府,那么投資者就有了提高短期債務(wù)比例的動(dòng)機(jī),從而導(dǎo)致大量短期外債的借入。在第四部分我們以在90年代發(fā)生過貨幣危機(jī)的發(fā)展中國家為樣本,分析了危機(jī)中資本外流與短期外債之間的關(guān)系,結(jié)果發(fā)現(xiàn):高的短期外債與外匯儲(chǔ)備比容易導(dǎo)致危機(jī)國資本外流。二、短期負(fù)債與國際儲(chǔ)備之比在1994-1995年的墨西哥比索危機(jī)和1997-1998年的東南亞貨幣危機(jī)中,有一個(gè)共同的特點(diǎn)就是這些國家都具有很高的短期外債比例。當(dāng)這些短期外債超過他們持有的流動(dòng)性對(duì)外資產(chǎn)(國際儲(chǔ)備)時(shí),我們就稱這些國家存在著國際流動(dòng)性不足(InternationalIlliquidity)1。國際流動(dòng)性不足時(shí),國外貸款人的恐慌心理容易導(dǎo)致對(duì)短期債務(wù)的擠兌。表1列出了東南亞和拉美國家在90年代某些時(shí)間點(diǎn)上的短期外債與國際儲(chǔ)備的比例。在1994年7月,阿根廷和墨西哥的短期外債都超過它們的國際儲(chǔ)備,說明了他們面對(duì)危機(jī)時(shí)的脆弱性。在東南亞危機(jī)中最為嚴(yán)重的印度尼西亞,泰國和韓國在1997年7月的短期外債也大大超過它們所擁有的國際儲(chǔ)備。在表1中,我們還可以看出,在1994年7月,印度尼西亞和韓國的短期外債都超過各自的國際儲(chǔ)備。然而它們并沒有受到1994-1995年的墨西哥比索危機(jī)的影響。此外,馬來西亞和菲律賓雖然在1997年遭受了貨幣危機(jī),但它們的國際儲(chǔ)備卻超過短期外債。因此,對(duì)于貨幣危機(jī),國際流動(dòng)性不足既不是充分的也不是必要的,但是不可否認(rèn)的是,當(dāng)市場產(chǎn)生恐慌心理時(shí),國際流動(dòng)性的不足使得貨幣非常容易遭受投機(jī)攻擊。Furman&Stiglitz(1998,p53)認(rèn)為,由于一國的對(duì)外清償能力與外債水平以及未來的貿(mào)易收入有關(guān),所以短期外債與國際儲(chǔ)備之比并不能很好的度量一國的對(duì)外清償能力。然而,他們指出有四個(gè)理由說明短期外債與國際儲(chǔ)備之比是至關(guān)重要的:首先,這個(gè)比例確確實(shí)實(shí)是對(duì)流動(dòng)性的度量,(這個(gè)比例高的)國家容易遭受Dimond-Dybvig(1983)型的擠兌;第二,高的短期外債與儲(chǔ)備比是不謹(jǐn)慎的宏觀經(jīng)濟(jì)政策和監(jiān)管政策的信號(hào);第三,短期外債與國際儲(chǔ)備比例是一個(gè)國家是否容易遭受自我實(shí)現(xiàn)的資本外逃的指標(biāo);第四,這個(gè)指標(biāo)會(huì)起到協(xié)調(diào)投資者行為的“黑子”的作用,使多重均衡中的危機(jī)發(fā)生2。因此,在市場預(yù)期比較悲觀時(shí),過高的短期外債與國際儲(chǔ)備比例可以導(dǎo)致貨幣危機(jī)的發(fā)生,而一旦危機(jī)爆發(fā),國際儲(chǔ)備相對(duì)于短期債務(wù)的不足會(huì)大大加重危機(jī)的程度。到目前為止,研究者已經(jīng)認(rèn)識(shí)到債務(wù)結(jié)構(gòu)在貨幣危機(jī)中的角色。Chang&Velasco(1998、1999)討論了債務(wù)的期限結(jié)構(gòu)在自我實(shí)現(xiàn)的危機(jī)中的作用。Obstfeld(1994)、Calvo(1995)和Cole和Kehoe(1996)研究了短期政府債務(wù)與危機(jī)的關(guān)系。Goldgin和Valdes(1997)強(qiáng)調(diào)了國際流動(dòng)性在“孿生危機(jī)”3中的作用。然而,在這些文章中并沒有討論外債的期限結(jié)構(gòu)和短期債務(wù)比例是如何造成的,或者說在他們的討論中,債務(wù)的期限結(jié)構(gòu)是外生的。Rodrick和Velasco(1999)構(gòu)造了一個(gè)同時(shí)決定外債期限結(jié)構(gòu)和借貸成本的內(nèi)生模型,用來分析短期外債在貨幣危機(jī)中的角色。在他們?cè)谀Ｐ椭?投資者是否借入短期外債依賴于一系列因素,如投資提前清算的成本、短期債務(wù)擠兌的概率以及債務(wù)違約的可能性和成本。他們只考慮了擠兌概率是外生不變的情況,并且在他們的模型中,投資者利潤最大化的結(jié)果是:對(duì)外融資時(shí),短期外債比例不是1就是0。而在我們下面的模型中,不僅考慮擠兌概率不變的情況,還考慮了擠兌概率可變的情況,并且模型的結(jié)果表明投資者的短期外債比例可以是0和1之外的其他數(shù)字。三、短期債務(wù)存在的風(fēng)險(xiǎn)設(shè)想在一個(gè)開放的小國經(jīng)濟(jì)中,有一個(gè)具有代表性的投資者(對(duì)于國外的債權(quán)人而言,不區(qū)分這個(gè)投資者是國內(nèi)企業(yè)還是國內(nèi)金融機(jī)構(gòu)),他擁有一種生產(chǎn)技術(shù)需要投入一個(gè)單位的資本。投資者本身不擁有資本,因而需要借入長期或短期債務(wù)對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行融資。短期債務(wù)的存在,使得項(xiàng)目存在因擠兌而破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)。項(xiàng)目的產(chǎn)出有兩種結(jié)果:如果不發(fā)生擠兌時(shí),項(xiàng)目的期望收益為A:發(fā)生擠兌時(shí),投資者中止項(xiàng)目,項(xiàng)目破產(chǎn)得到期望殘值B,其中0≤B<1<A。假定項(xiàng)目的可逆性很差,所以破產(chǎn)時(shí)的殘值很低,使得A+B≤2。盡管短期債務(wù)的存在會(huì)產(chǎn)生擠兌,而且短期債務(wù)的增加雖然會(huì)使擠兌概率升高,使項(xiàng)目的期望產(chǎn)出下降,但它同時(shí)降低了融資成本,理性的投資者就會(huì)在融資成本和期望產(chǎn)出之間進(jìn)行權(quán)衡,選擇合適的短期債務(wù)比例,使期望利潤最大化。我們將分別討論不存在政府擔(dān)保和存在政府擔(dān)保的情況下項(xiàng)目的短期債務(wù)比例。在我們的模型中,如果存在政府擔(dān)保時(shí),投資者將會(huì)選擇更高的短期債務(wù)比例,因?yàn)槎唐趥鶆?wù)比例提高所節(jié)約的融資成本由投資者獨(dú)自享有,而因此增加的風(fēng)險(xiǎn)卻部分地由政府承擔(dān)。1.借貸成本中的期望利潤假定有短期債務(wù)時(shí),發(fā)生擠兌的概率為p,當(dāng)然不存在短期債務(wù)時(shí),擠兌概率為0。我們用L來表示短期債務(wù)指標(biāo),L∈,當(dāng)L=0時(shí),表示所有的債務(wù)都是長期債務(wù),當(dāng)L=1時(shí),表示所有的債務(wù)都是短期債務(wù)。國外的長期債務(wù)回報(bào)率水平為r*>1,短期債務(wù)回報(bào)率水平為(1-δ)r*,δ為一個(gè)很小的正數(shù),使得(1-δ)r*>1。國內(nèi)的長期債務(wù)回報(bào)率水平r,等于國外回報(bào)率水平r*和風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)z1(p,L)之和4,即r=r*+z1(p,Lz′(p)＞0(1)國內(nèi)短期債務(wù)回報(bào)率水平為國際短期債務(wù)回報(bào)率水平(1-δ)r*和風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)z2(p,L)之和,因此總的回報(bào)率水平為Ι=(1-L)[r*+z1(p,L)]+L[(1-δ)r*+z2(p,L)]=(1-δL)r*+(1-L)z1(p,L)+Lz2(p,L)(2)對(duì)投資者而言,上式就是他的借貸成本。假定擠兌的概率p是一個(gè)比例小的正數(shù)使用:A(1-p)+Bp＞(1-δL)r*(3)(3)式是貸款人愿意借款給投資者的一個(gè)必要條件,表示項(xiàng)目的期望產(chǎn)出必須大于世界范圍內(nèi)的借貸成本。投資者的期望利潤為5π(L)=(A-1)(1-p)(4)當(dāng)政府對(duì)項(xiàng)目不進(jìn)行擔(dān)保時(shí),貸款人的收益為:EΙ=Ι(1-p)+Bp(5)上式右邊第一項(xiàng)為不發(fā)生擠兌時(shí)貸款人得到報(bào)酬,第二項(xiàng)為發(fā)生擠兌時(shí)貸款人只能得到殘值B。因?yàn)檎粚?duì)項(xiàng)目進(jìn)行擔(dān)保,那么貸款者必須考慮項(xiàng)目破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn),從而要求一個(gè)正的z1(p,L)和z2(p,L)使長期債務(wù)和短期債務(wù)的期望報(bào)酬率分別等于其對(duì)應(yīng)的國際水平,從而有:EΙ=(1-δL)r*(6)實(shí)際上我們?cè)诖颂幖俣速J款者是風(fēng)險(xiǎn)中性的,(6)6表示風(fēng)險(xiǎn)中性的國外貸款人要求得到與世界水平相一致的投資回報(bào)。由(2)2、(4)4、(5)5和(6)6式,得到存在短期債務(wù)時(shí)國內(nèi)有代表性投資者的期望利潤為:π(L)=A[1-p]+Bp-(1-δL)r*(7)顯然,上式是L的增函數(shù),當(dāng)L=1時(shí),它取得最大值?π(1)=A[1-p]+Bp-(1-δ)r*(8)根據(jù)(3)3式,上式是大于0的。但是,當(dāng)投資者全部用長期債務(wù)進(jìn)行融資時(shí),投資者的期望利潤為π(0)=A-r*(9)比較(8)和(9)式,當(dāng)p＞?p=δr*A-B(10)時(shí),(9)式大于(8)式,國內(nèi)投資者就不會(huì)借入短期外債,反之國內(nèi)投資者就會(huì)全部用短期外債對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行融資。這就意味著,當(dāng)擠兌的概率較小時(shí),國內(nèi)投資者會(huì)借入短期外債,而當(dāng)擠兌概率較大時(shí),就會(huì)借入長期外債。如果政府對(duì)國內(nèi)投資者的項(xiàng)目進(jìn)行了或明或暗的擔(dān)保,那么國外貸款人在和國內(nèi)投資者簽訂借款契約時(shí)就不會(huì)要求由于擠兌而產(chǎn)生的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià),所以(2)2式中的z1和z2都等于0。此時(shí),國內(nèi)投資者的期望利潤就變?yōu)?π(L)=[A-(1-δL)r*](1-p)(11)同樣,(11)式是L的增函數(shù),當(dāng)L=1時(shí)達(dá)到最大值:^^π(1)=[A-(1-δ)r*](1-p)(12)而當(dāng)短期債務(wù)為0時(shí),國內(nèi)投資者的期望利潤仍舊為(9)式。所以,當(dāng)p＞^^p=δr*A-(1-δ)r*(13)時(shí),投資者的債務(wù)全部為長期債務(wù),反之,當(dāng)p＜^^p時(shí),投資者的債務(wù)全部為短期債務(wù)。由于我們?cè)谇懊婕俣ǘ唐趥鶆?wù)的國際報(bào)酬率水平(1-δ)r*>1,而B是小于1的,因此由(10)式和(13)式,可以知道^^p＞?p。如果說項(xiàng)目的擠兌概率p^＜p＜p^^,那么在不存在政府擔(dān)保時(shí),投資者將會(huì)用長期債務(wù)對(duì)其融資,而在政府擔(dān)保的情況下,投資者將用短期債務(wù)進(jìn)行融資。2.p+b型投資擔(dān)保模型在前面的分析結(jié)果中,投資者債務(wù)要么全部是短期債務(wù)要么全部是長期債務(wù),這與實(shí)際的經(jīng)濟(jì)情況并不相符。那么為什么會(huì)得到這樣的結(jié)果呢?關(guān)鍵在于前面的分析中假定擠兌概率是外生的,使得投資者的期望利潤為短期債務(wù)的線性函數(shù),利潤最大化的解只能是角點(diǎn)解(即L=0,或L=1)。在這一小節(jié),我們將假定擠兌概率是短期債務(wù)的函數(shù)。我們可以這樣設(shè)想:在項(xiàng)目的實(shí)施過程中會(huì)受到外生的沖擊,這外生的沖擊可能導(dǎo)致短期債權(quán)人收回他們的貸款,此時(shí)投資者必須獲得新的資金注入項(xiàng)目,使項(xiàng)目的投資額不變,當(dāng)投資者所能獲得的新的資金小于撤走的短期債務(wù)時(shí),就出現(xiàn)所謂的擠兌。顯然在項(xiàng)目的實(shí)施過程中,投資者獲得新的資金的難度是他所需獲得的資金量(即原來的短期債務(wù)量)的增函數(shù),并且我們也有理由相信所需資金增加一倍時(shí),難度的增加將超過一倍。所以,當(dāng)我們用投資者不能獲得所需的新資金的概率來表示擠兌概率時(shí),可以假定擠兌概率p為短期債務(wù)比例L的函數(shù):p=p(L)(14)并且有P′(L)>0,p″(L)>0和p(0)=0。此時(shí),z1(p,L)和z2(p,L)分別變?yōu)閦1(L)和z2(L),(2)2式也變?yōu)?Ι=(1-δL)r*+(1-L)z1(L)+Lz2(L)(2′)同樣,當(dāng)政府不對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行擔(dān)保時(shí),國外貸款人將選擇合適的z1(L)和z2(L)使債務(wù)的期望報(bào)酬率等于其對(duì)應(yīng)的國際報(bào)酬率。投資者的期望利潤就為:π(L)=A[1-p(L)]+Bp(L)-(1-δL)r*(7′)投資者的問題就是選擇合適的短期債務(wù)指標(biāo)L,使得(7′)式最大化。一階條件為:π′(L)=(B-A)p′(L)+δr*=0(15)得到p′(L)=δr*/(A-B)(16)由(15)式和p″(L)>0得到期望利潤最大化的二級(jí)條件:π″(L)=(B-A)p″(L)＜0(17)所以在L*=p′-1(δr*/(A-B))處,投資者的期望利潤有最大值。當(dāng)政府對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行擔(dān)保時(shí),國內(nèi)投資者的期望利潤就為:π(L)=[A-(1-δL)r*]?[1-p(L)](11′)由利潤最大化的一階條件π′(L)=0得到p′(L)=δr*[1-p(L)]A-(1-δL)r*(18)而π″(L)=-p′(L)δr*-p″(L)[A-(1-δL)r*]-p′(L)δLr*＜0(19)所以對(duì)于滿足(18)式的L**,利潤達(dá)到最大值。比較(16)式和(18)式,只要A-B＞A-(1-δL)r*1-p(L)(20)成立,就會(huì)有p′(L**)>p′(L*),由于p″(L)>0,所以當(dāng)(20)式成立時(shí),有L**＞L*(21)根據(jù)(3)3式,只要滿足A+B＜2(1-δL)r*(22)時(shí),(20)式就能成立。因?yàn)槲覀円呀?jīng)在前面假定A+B<2,并且(1-δL)r*>1,因而(22)式是滿足的,那么(21)式也就成立。也就是說,在我們模型中,政府對(duì)投資項(xiàng)目的擔(dān)保使得投資者短期債務(wù)比例增加,因?yàn)槎唐趥鶆?wù)增加好處由投資者獲得,而因此增加的風(fēng)險(xiǎn)卻由政府承擔(dān)。因而,在這里道德風(fēng)險(xiǎn)問題并不是擴(kuò)大投資規(guī)模,而是使投資者忽視了債務(wù)擠兌的風(fēng)險(xiǎn),采取了高風(fēng)險(xiǎn)的融資策略。國內(nèi)投資者出于自身利潤最大化的考慮借入短期外債的行為,對(duì)投資者是有利的,但對(duì)整個(gè)社會(huì)而言卻不是最優(yōu)的。大量的短期外債,造成了一種潛在的危險(xiǎn)。一旦國外貸款人的情緒或市場預(yù)期發(fā)生變化,短期債務(wù)到期時(shí),他們就會(huì)收回短期貸款。國外貸款人收回短期貸款的行為就表現(xiàn)為資本的外逃,導(dǎo)致國際儲(chǔ)備的下降,由于短期外債超過國際儲(chǔ)備,金融當(dāng)局就無法維持固定匯率,貨幣的貶值也就不可避免。短期外資的撤走,使項(xiàng)目無法正常運(yùn)轉(zhuǎn),從而也導(dǎo)致了產(chǎn)出水平的大幅下降。這也恰恰是墨西哥比索危機(jī)、東南亞危機(jī)與以往的貨幣危機(jī)的一個(gè)重要的不同點(diǎn)。而由于匯率的長期固定,使得這些國家在借入以外幣記價(jià)的外債后,并沒有采取必要的套期交易措施,所以貨幣的貶值使得企業(yè)和銀行的資產(chǎn)負(fù)債狀況急劇惡化,融資能力下降,進(jìn)一步導(dǎo)致產(chǎn)出水平的下降。四、基礎(chǔ)模型:穩(wěn)定的資本外逃避和投運(yùn)業(yè)的調(diào)節(jié)效應(yīng)盡管在研究貨幣危機(jī)成因的過程中,短期外債已經(jīng)受到越來越多的指責(zé),但是很少有經(jīng)驗(yàn)分析證實(shí)貨幣危機(jī)與短期外債之間存在強(qiáng)的相關(guān)性。由Kaminskyetal(1997)在對(duì)貨幣危機(jī)經(jīng)驗(yàn)分析進(jìn)行綜述時(shí),發(fā)現(xiàn)研究者大多用外匯儲(chǔ)備水平、實(shí)際匯率、信貸增長率、公共部門信貸額和通貨膨脹水平等作為解釋貨幣危機(jī)的主要指標(biāo),而不是短期外債。Frankel和Rose(1996)把短期外債占總外債比例作為貨幣危機(jī)回歸模型的一個(gè)解釋變量,但發(fā)現(xiàn)此變量并不顯著。用類似的方法和數(shù)據(jù),Eichengreen和Rose(1998)發(fā)現(xiàn)大的短期外債份額反而降低了銀行危機(jī)發(fā)生的概率。對(duì)這個(gè)發(fā)現(xiàn)的一個(gè)解釋是,短期債務(wù)存在使借貸雙方都要承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn),于是債權(quán)人就會(huì)加強(qiáng)對(duì)債務(wù)人經(jīng)營活動(dòng)的控制,反而降低了債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)。Sachs,Tornell和Velssco(1996a)把短期外債與GDP之比作為解釋變量加入回歸模型,發(fā)現(xiàn)模糊的證據(jù),認(rèn)為這個(gè)變量可能增加危機(jī)的嚴(yán)重性。Radelet和Sachs(1998)的文章是一篇為數(shù)不多的發(fā)現(xiàn)短期外債與危機(jī)之間強(qiáng)相關(guān)性的文章。他們用22個(gè)新興市場國家在1994-1997年間的Panel數(shù)據(jù)回歸了一個(gè)Probit模型。在他們的模型中,如果第t-1年到第t年,一個(gè)國家由資本流入變?yōu)橘Y本流出,并且變化很大時(shí),就認(rèn)為該國t年發(fā)生了危機(jī)。發(fā)生貨幣危機(jī)時(shí),解釋變量為1,否則為0?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)外債與外匯儲(chǔ)備的比例是解釋危機(jī)的一個(gè)顯著變量。Rodrik和Velasco(1999)用了與Radelet和Sachs相類似的方法來檢驗(yàn)危機(jī)與短期外債的關(guān)系。他們認(rèn)為,當(dāng)t-1年的私人資本流入量為正,且該流量減去t年的私人資本流入量后的差值超過t-1年的GDP的5%時(shí),該國t就發(fā)生了貨幣危機(jī),否則就沒有發(fā)生貨幣危機(jī)。他們得到與Radelet和Sachs相似的結(jié)論。與Rodrik和Velasco(1999)以及Radelet和Sachs(1998)不同的是,本人在這里研究的重點(diǎn)不是在于貨幣危機(jī)發(fā)生與短期外債之間的關(guān)系,而主要研究發(fā)生貨幣危機(jī)的國家中的資本外逃與短期外債的關(guān)系6。因此,研究所涉及的樣本都是發(fā)生貨幣危機(jī)的國家。通常,研究者通過貨幣貶值幅度、外匯儲(chǔ)備流失程度以及受到投機(jī)攻擊時(shí)國內(nèi)利率提高的幅度來定義貨幣危機(jī)。Glick和Hutchison(2001)研究了90個(gè)國家(其中21個(gè)工業(yè)化國家,32個(gè)新興市場經(jīng)濟(jì)國家和其它37個(gè)處于發(fā)展或經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的國家)在1975-1997年的數(shù)據(jù),認(rèn)為有79個(gè)國家在此期間至少發(fā)生過一次貨幣危機(jī)。而本人將以在90年代以后發(fā)生過貨幣危機(jī)的新興市場國家和發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)為樣本,做一個(gè)計(jì)量模型,分析這些國家在發(fā)生貨幣危機(jī)時(shí),資本外逃與短期外債比例的關(guān)系。我們的樣本點(diǎn)包括:玻利維亞(1991)、阿根廷(2001)、巴西(1990、1995、1999)、薩爾瓦爾(1990)、巴拉圭(1992)、委內(nèi)瑞拉(1994)、牙買加(1990)、墨西哥(1995)、尼加拉瓜(1993)、海地(1991)、洪都拉斯(1990)、特立尼達(dá)和多巴哥(1993)、約旦(1992)、印度(1991、1995)、印度尼西亞(1997)、韓國(1997)、老撾(1995)、馬來西亞(1997)、菲律賓(1997)、泰國(1997)、博茨瓦納(1996)、布隆迪(1997)、埃塞而比亞(1992)、肯尼亞(1993、1995、1997)、馬達(dá)加斯加(1991、1994)、馬拉維(1992、1994)、馬里(1993)、摩洛哥(1990)、莫桑比克(1993、1995)、尼日利亞(1992)、津巴布韋(1991、1994)、突尼斯(1993)、贊比亞(1994)、匈牙利(1994)、羅馬尼亞(1990)、俄羅斯(1998)、士耳其(1994、2001)。在我們的計(jì)量模型中,被解釋變量也是一個(gè)二元離散選擇變量D-FLOWt:當(dāng)該國在當(dāng)年的資本凈流入量為正時(shí),被解釋變量取值為1:反之,當(dāng)凈流入量為負(fù)時(shí),被解釋變量取值為07解釋變量有:前一年的總外債與國民生產(chǎn)總值之比R-DETt-1(DETt-1/GNPt-1)、前一年國際流動(dòng)性指標(biāo)LIQt-1(外匯儲(chǔ)備與短期外債之比)、前一年的經(jīng)常帳戶與國民生產(chǎn)總值之比R-CAt-1、前一年的經(jīng)常帳戶和出口額之比CA-XGSt-1以及表示金融自由化的虛變量D-LIB。阿根廷、巴西、委內(nèi)瑞拉、墨西哥、特立尼達(dá)和多巴哥、約旦、印度、印度尼西亞、韓國、馬來西亞、菲律賓、泰國、博茨瓦納、肯尼亞、摩洛哥、津巴布韋、突尼斯、羅馬尼亞、俄羅斯、士耳其等新興市場的金融自由化程度較高,所以虛變量D-LIB取值為1,而其它國家的金融自由化程度較低,D-LIB的取值為0。其他解釋變量的數(shù)據(jù)來源于1998-2000年世界銀行的《GlobalDevelopmentFinance》。表2列出了貨幣危機(jī)中資本外流的PROBIT模型的回歸結(jié)果。在表中(1)1到(9)列表示9個(gè)二元離散選擇模型。從第(g)行的LR統(tǒng)計(jì)量的p值可以看出這9個(gè)模型中,除了第(3)3個(gè)模型外,其余8個(gè)模型在95%的置信度下都是顯著的,并且第(3)3個(gè)模型的總體顯著性也達(dá)到了94.5%。從(b)行看國際流動(dòng)性指標(biāo)LIQt-1的估計(jì)參數(shù):首先,參數(shù)估計(jì)量都是正的,表示國際流動(dòng)性指標(biāo)與資本流入之間存在正相關(guān)關(guān)系,因此在危機(jī)中,如果該國的外匯儲(chǔ)備相對(duì)于短期外債是充足時(shí),資本不會(huì)外流,這符合經(jīng)濟(jì)解釋;其次,根據(jù)z檢驗(yàn)值,第(1)1、(2)2、(6)6、(7)7和(9)個(gè)模型中,國際流動(dòng)性指標(biāo)的顯著性都達(dá)到了95%以上,在模型(3)3、(4)4和(8)中,該指標(biāo)的顯著性達(dá)到了90%以上。從第(c)和(d)行可以看出金融自由化程度和經(jīng)常帳戶在模型是不顯著的,且它們的參數(shù)估計(jì)量的符號(hào)有正有負(fù),因此他們對(duì)資本流動(dòng)的方向的作用是模糊的。模型(5)5、(6)6、(7)7和(8)中都包含了解釋變量總外債比,從第(e)行看,危機(jī)前的總外債(占GNP)比例越高,在危機(jī)中越容易導(dǎo)致資本外流,這也符合經(jīng)濟(jì)解釋,但是在z檢驗(yàn)值都在-1.4左右,而模型(8)中該變量參數(shù)的只有-1.13,因此該變量在模型中的顯著性也不高。綜上所述,在這9個(gè)模型中,最合適的模型是模型(1)1,即DFLΟWt=-0.979+0.244LΙQt-1(-3.03)(2.01)(23)另外,我們用一個(gè)虛變量DLIQt-1來表示國際流動(dòng)性,當(dāng)LIQt-1>1,即危機(jī)前一年外匯儲(chǔ)備超過短期外債時(shí),DLIQt-1的值為1,而當(dāng)危機(jī)前一年的外匯儲(chǔ)備小于短期外債時(shí),DLIQt-1的值為0。以DFLOWt為被解釋變量、DLIQt-1為解釋變量估計(jì)得到的二元PROBIT模型為:DFLΟWt=-1.003+0.898DLΙQt-1(-2.