新興貨幣危機國的短期負債

新興貨幣危機國的短期負債

一、短期負債的概念及動機為了解釋東南亞貨幣危機發(fā)生的原因，科學家們經(jīng)?？紤]以下因素在貨幣危機中的作用：腐敗和家庭關系、經(jīng)濟透明度的不足、投資政策和貸款擔保、缺乏資金管理、缺乏實體監(jiān)管、缺乏資金管理、缺乏實際收入等。巨額外腐敗病例、固定的定標率制度等。盡管不同的研究者考慮的側重點有所不同,然而幾乎沒有學者否認大量暴露的短期外債使東南亞國家在面對市場預期變化和金融恐慌時顯得異常脆弱。本文的主要目的有兩個:一是用一個簡單的模型來說明為何發(fā)生危機的國家會有大量的短期外債,二是對貨幣危機中資本流動方向和短期外債之間的相關性進行經(jīng)驗分析。在第三部分的模型中,我們假定國內的投資者為追求期望利潤最大化的理性投資者,短期外債的增加會增加對項目的擠兌風險,但是短期外債可以降低融資成本,那么國內投資者就會在二者之間進行權衡,選擇合適的短期外債。但是政府對國內投資項目或明或暗的擔保1,使得短期外債所導致的風險部分地轉移給了政府,那么投資者就有了提高短期債務比例的動機,從而導致大量短期外債的借入。在第四部分我們以在90年代發(fā)生過貨幣危機的發(fā)展中國家為樣本,分析了危機中資本外流與短期外債之間的關系,結果發(fā)現(xiàn):高的短期外債與外匯儲備比容易導致危機國資本外流。二、短期負債與國際儲備之比在1994-1995年的墨西哥比索危機和1997-1998年的東南亞貨幣危機中,有一個共同的特點就是這些國家都具有很高的短期外債比例。當這些短期外債超過他們持有的流動性對外資產(chǎn)(國際儲備)時,我們就稱這些國家存在著國際流動性不足(InternationalIlliquidity)1。國際流動性不足時,國外貸款人的恐慌心理容易導致對短期債務的擠兌。表1列出了東南亞和拉美國家在90年代某些時間點上的短期外債與國際儲備的比例。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備,說明了他們面對危機時的脆弱性。在東南亞危機中最為嚴重的印度尼西亞,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備。然而它們并沒有受到1994-1995年的墨西哥比索危機的影響。此外,馬來西亞和菲律賓雖然在1997年遭受了貨幣危機,但它們的國際儲備卻超過短期外債。因此,對于貨幣危機,國際流動性不足既不是充分的也不是必要的,但是不可否認的是,當市場產(chǎn)生恐慌心理時,國際流動性的不足使得貨幣非常容易遭受投機攻擊。Furman&Stiglitz(1998,p53)認為,由于一國的對外清償能力與外債水平以及未來的貿易收入有關,所以短期外債與國際儲備之比并不能很好的度量一國的對外清償能力。然而,他們指出有四個理由說明短期外債與國際儲備之比是至關重要的:首先,這個比例確確實實是對流動性的度量,(這個比例高的)國家容易遭受Dimond-Dybvig(1983)型的擠兌;第二,高的短期外債與儲備比是不謹慎的宏觀經(jīng)濟政策和監(jiān)管政策的信號;第三,短期外債與國際儲備比例是一個國家是否容易遭受自我實現(xiàn)的資本外逃的指標;第四,這個指標會起到協(xié)調投資者行為的“黑子”的作用,使多重均衡中的危機發(fā)生2。因此,在市場預期比較悲觀時,過高的短期外債與國際儲備比例可以導致貨幣危機的發(fā)生,而一旦危機爆發(fā),國際儲備相對于短期債務的不足會大大加重危機的程度。到目前為止,研究者已經(jīng)認識到債務結構在貨幣危機中的角色。Chang&Velasco(1998、1999)討論了債務的期限結構在自我實現(xiàn)的危機中的作用。Obstfeld(1994)、Calvo(1995)和Cole和Kehoe(1996)研究了短期政府債務與危機的關系。Goldgin和Valdes(1997)強調了國際流動性在“孿生危機”3中的作用。然而,在這些文章中并沒有討論外債的期限結構和短期債務比例是如何造成的,或者說在他們的討論中,債務的期限結構是外生的。Rodrick和Velasco(1999)構造了一個同時決定外債期限結構和借貸成本的內生模型,用來分析短期外債在貨幣危機中的角色。在他們在模型中,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、短期債務擠兌的概率以及債務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果是:對外融資時,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、短期債務存在的風險設想在一個開放的小國經(jīng)濟中,有一個具有代表性的投資者(對于國外的債權人而言,不區(qū)分這個投資者是國內企業(yè)還是國內金融機構),他擁有一種生產(chǎn)技術需要投入一個單位的資本。投資者本身不擁有資本,因而需要借入長期或短期債務對項目進行融資。短期債務的存在,使得項目存在因擠兌而破產(chǎn)的風險。項目的產(chǎn)出有兩種結果:如果不發(fā)生擠兌時,項目的期望收益為A:發(fā)生擠兌時,投資者中止項目,項目破產(chǎn)得到期望殘值B,其中0≤B<1<A。假定項目的可逆性很差,所以破產(chǎn)時的殘值很低,使得A+B≤2。盡管短期債務的存在會產(chǎn)生擠兌,而且短期債務的增加雖然會使擠兌概率升高,使項目的期望產(chǎn)出下降,但它同時降低了融資成本,理性的投資者就會在融資成本和期望產(chǎn)出之間進行權衡,選擇合適的短期債務比例,使期望利潤最大化。我們將分別討論不存在政府擔保和存在政府擔保的情況下項目的短期債務比例。在我們的模型中,如果存在政府擔保時,投資者將會選擇更高的短期債務比例,因為短期債務比例提高所節(jié)約的融資成本由投資者獨自享有,而因此增加的風險卻部分地由政府承擔。1.借貸成本中的期望利潤假定有短期債務時,發(fā)生擠兌的概率為p,當然不存在短期債務時,擠兌概率為0。我們用L來表示短期債務指標,L∈,當L=0時,表示所有的債務都是長期債務,當L=1時,表示所有的債務都是短期債務。國外的長期債務回報率水平為r*>1,短期債務回報率水平為(1-δ)r*,δ為一個很小的正數(shù),使得(1-δ)r*>1。國內的長期債務回報率水平r,等于國外回報率水平r*和風險溢價z1(p,L)之和4,即r=r*+z1(p,Lz′(p)＞0(1)國內短期債務回報率水平為國際短期債務回報率水平(1-δ)r*和風險溢價z2(p,L)之和,因此總的回報率水平為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必要條件,表示項目的期望產(chǎn)出必須大于世界范圍內的借貸成本。投資者的期望利潤為5π(L)=(A-1)(1-p)(4)當政府對項目不進行擔保時,貸款人的收益為:EΙ=Ι(1-p)+Bp(5)上式右邊第一項為不發(fā)生擠兌時貸款人得到報酬,第二項為發(fā)生擠兌時貸款人只能得到殘值B。因為政府不對項目進行擔保,那么貸款者必須考慮項目破產(chǎn)的風險,從而要求一個正的z1(p,L)和z2(p,L)使長期債務和短期債務的期望報酬率分別等于其對應的國際水平,從而有:EΙ=(1-δL)r*(6)實際上我們在此處假定了貸款者是風險中性的,(6)6表示風險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。由(2)2、(4)4、(5)5和(6)6式,得到存在短期債務時國內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L=1時,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,當投資者全部用長期債務進行融資時,投資者的期望利潤為π(0)=A-r*(9)比較(8)和(9)式,當p＞?p=δr*A-B(10)時,(9)式大于(8)式,國內投資者就不會借入短期外債,反之國內投資者就會全部用短期外債對項目進行融資。這就意味著,當擠兌的概率較小時,國內投資者會借入短期外債,而當擠兌概率較大時,就會借入長期外債。如果政府對國內投資者的項目進行了或明或暗的擔保,那么國外貸款人在和國內投資者簽訂借款契約時就不會要求由于擠兌而產(chǎn)生的風險溢價,所以(2)2式中的z1和z2都等于0。此時,國內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L=1時達到最大值:^^π(1)=[A-(1-δ)r*](1-p)(12)而當短期債務為0時,國內投資者的期望利潤仍舊為(9)式。所以,當p＞^^p=δr*A-(1-δ)r*(13)時,投資者的債務全部為長期債務,反之,當p＜^^p時,投資者的債務全部為短期債務。由于我們在前面假定短期債務的國際報酬率水平(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。如果說項目的擠兌概率p^＜p＜p^^,那么在不存在政府擔保時,投資者將會用長期債務對其融資,而在政府擔保的情況下,投資者將用短期債務進行融資。2.p+b型投資擔保模型在前面的分析結果中,投資者債務要么全部是短期債務要么全部是長期債務,這與實際的經(jīng)濟情況并不相符。那么為什么會得到這樣的結果呢?關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的線性函數(shù),利潤最大化的解只能是角點解(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的函數(shù)。我們可以這樣設想:在項目的實施過程中會受到外生的沖擊,這外生的沖擊可能導致短期債權人收回他們的貸款,此時投資者必須獲得新的資金注入項目,使項目的投資額不變,當投資者所能獲得的新的資金小于撤走的短期債務時,就出現(xiàn)所謂的擠兌。顯然在項目的實施過程中,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,難度的增加將超過一倍。所以,當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,可以假定擠兌概率p為短期債務比例L的函數(shù):p=p(L)(14)并且有P′(L)>0,p″(L)>0和p(0)=0。此時,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,當政府不對項目進行擔保時,國外貸款人將選擇合適的z1(L)和z2(L)使債務的期望報酬率等于其對應的國際報酬率。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指標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。當政府對項目進行擔保時,國內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)所以對于滿足(18)式的L**,利潤達到最大值。比較(16)式和(18)式,只要A-B＞A-(1-δL)r*1-p(L)(20)成立,就會有p′(L**)>p′(L*),由于p″(L)>0,所以當(20)式成立時,有L**＞L*(21)根據(jù)(3)3式,只要滿足A+B＜2(1-δL)r*(22)時,(20)式就能成立。因為我們已經(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,政府對投資項目的擔保使得投資者短期債務比例增加,因為短期債務增加好處由投資者獲得,而因此增加的風險卻由政府承擔。因而,在這里道德風險問題并不是擴大投資規(guī)模,而是使投資者忽視了債務擠兌的風險,采取了高風險的融資策略。國內投資者出于自身利潤最大化的考慮借入短期外債的行為,對投資者是有利的,但對整個社會而言卻不是最優(yōu)的。大量的短期外債,造成了一種潛在的危險。一旦國外貸款人的情緒或市場預期發(fā)生變化,短期債務到期時,他們就會收回短期貸款。國外貸款人收回短期貸款的行為就表現(xiàn)為資本的外逃,導致國際儲備的下降,由于短期外債超過國際儲備,金融當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,使項目無法正常運轉,從而也導致了產(chǎn)出水平的大幅下降。這也恰恰是墨西哥比索危機、東南亞危機與以往的貨幣危機的一個重要的不同點。而由于匯率的長期固定,使得這些國家在借入以外幣記價的外債后,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)負債狀況急劇惡化,融資能力下降,進一步導致產(chǎn)出水平的下降。四、基礎模型:穩(wěn)定的資本外逃避和投運業(yè)的調節(jié)效應盡管在研究貨幣危機成因的過程中,短期外債已經(jīng)受到越來越多的指責,但是很少有經(jīng)驗分析證實貨幣危機與短期外債之間存在強的相關性。由Kaminskyetal(1997)在對貨幣危機經(jīng)驗分析進行綜述時,發(fā)現(xiàn)研究者大多用外匯儲備水平、實際匯率、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的主要指標,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回歸模型的一個解釋變量,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發(fā)生的概率。對這個發(fā)現(xiàn)的一個解釋是,短期債務存在使借貸雙方都要承擔風險,于是債權人就會加強對債務人經(jīng)營活動的控制,反而降低了債務違約風險。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),認為這個變量可能增加危機的嚴重性。Radelet和Sachs(1998)的文章是一篇為數(shù)不多的發(fā)現(xiàn)短期外債與危機之間強相關性的文章。他們用22個新興市場國家在1994-1997年間的Panel數(shù)據(jù)回歸了一個Probit模型。在他們的模型中,如果第t-1年到第t年,一個國家由資本流入變?yōu)橘Y本流出,并且變化很大時,就認為該國t年發(fā)生了危機。發(fā)生貨幣危機時,解釋變量為1,否則為0?；貧w結果發(fā)現(xiàn)外債與外匯儲備的比例是解釋危機的一個顯著變量。Rodrik和Velasco(1999)用了與Radelet和Sachs相類似的方法來檢驗危機與短期外債的關系。他們認為,當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,該國t就發(fā)生了貨幣危機,否則就沒有發(fā)生貨幣危機。他們得到與Radelet和Sachs相似的結論。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不是在于貨幣危機發(fā)生與短期外債之間的關系,而主要研究發(fā)生貨幣危機的國家中的資本外逃與短期外債的關系6。因此,研究所涉及的樣本都是發(fā)生貨幣危機的國家。通常,研究者通過貨幣貶值幅度、外匯儲備流失程度以及受到投機攻擊時國內利率提高的幅度來定義貨幣危機。Glick和Hutchison(2001)研究了90個國家(其中21個工業(yè)化國家,32個新興市場經(jīng)濟國家和其它37個處于發(fā)展或經(jīng)濟轉型中的國家)在1975-1997年的數(shù)據(jù),認為有79個國家在此期間至少發(fā)生過一次貨幣危機。而本人將以在90年代以后發(fā)生過貨幣危機的新興市場國家和發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)為樣本,做一個計量模型,分析這些國家在發(fā)生貨幣危機時,資本外逃與短期外債比例的關系。我們的樣本點包括: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)。在我們的計量模型中,被解釋變量也是一個二元離散選擇變量D-FLOWt:當該國在當年的資本凈流入量為正時,被解釋變量取值為1:反之,當凈流入量為負時,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)、前一年國際流動性指標LIQt-1(外匯儲備與短期外債之比)、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、委內瑞拉、墨西哥、特立尼達和多巴哥、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列出了貨幣危機中資本外流的PROBIT模型的回歸結果。在表中(1)1到(9)列表示9個二元離散選擇模型。從第(g)行的LR統(tǒng)計量的p值可以看出這9個模型中,除了第(3)3個模型外,其余8個模型在95%的置信度下都是顯著的,并且第(3)3個模型的總體顯著性也達到了94.5%。從(b)行看國際流動性指標LIQt-1的估計參數(shù):首先,參數(shù)估計量都是正的,表示國際流動性指標與資本流入之間存在正相關關系,因此在危機中,如果該國的外匯儲備相對于短期外債是充足時,資本不會外流,這符合經(jīng)濟解釋;其次,根據(jù)z檢驗值,第(1)1、(2)2、(6)6、(7)7和(9)個模型中,國際流動性指標的顯著性都達到了95%以上,在模型(3)3、(4)4和(8)中,該指標的顯著性達到了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)估計量的符號有正有負,因此他們對資本流動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,危機前的總外債(占GNP)比例越高,在危機中越容易導致資本外流,這也符合經(jīng)濟解釋,但是在z檢驗值都在-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,我們用一個虛變量DLIQt-1來表示國際流動性,當LIQt-1>1,即危機前一年外匯儲備超過短期外債時,DLIQt-1的值為1,而當危機前一年的外匯儲備小于短期外債時,DLIQt-1的值為0。以DFLOWt為被解釋變量、DLIQt-1為解釋變量估計得到的二元PROBIT模型為:DFLΟWt=-1.003+0.898DLΙQt-1(-2.