货币危机论文精选(九篇)

第1篇：货币危机论文范文

过去很长一段时间里，经济学家们一直认为资本账户自由化——资本在各个国家间自由地无限制的流人与流出确实是有益的，它对债务国有益，同时也有利于世界经济。然而，过去几十年中所发生的银行投机和金融危机——从拉美国家20世纪80年代的金融危机，斯堪的纳维亚地区1990年的危机，到后来发生的墨西哥、东南亚、俄罗斯以及最近的阿根廷金融危机彻底打破了这一观念。在这本文笔简练、分析透彻的著作中，欧洲经济学家的杰出代表之一让?梯若尔分析了上述危机的特征，防范危机的制度改革，以及为此而进行的全球金融体制的重建等重要问题。

?让?梯若尔首先分析了关于金融危机以及国际金融体制改革的普遍观点。他认为，大多数的改革建议只注重表象而没有触及问题的本质，并且无法协调建立有效的融资限制条件与确保借款国自行改革之间的目标冲突。他强调指出，正确识别市场失灵对于重建IMF的目标责任是十分必要的。然后，他将公司金融、流动性供给以及公司风险管理的基本原理运用于个体国家的借款问题。建立在“双重”和“共同”的基本分析框架之上，他重新审视了通常建议的政策，并且考虑了多边组织如何帮助债务国在开放本国资本账户的同时获得更多的收益。

【前言】

经济学家对于以下观点已经形成了广泛的共识，即资本账户的自由化——允许资本在各个国家间无限制地自由流人和流出——确实是有益的。它对于债务国是有益的，对于世界经济也是有益的。资本流动的两个优点是显而易见的：第一，资本流动创造了较好的保险机遇，并促进了投资和消费的有效配置。资本流动使得家庭和企业能够在世界范围的市场上对本国的(流动性)冲击进行保险，消费者因而得以平滑他们的消费，而企业则可以更好地管理它们的风险。商业周期受到抑制，完善的流动性管理促进了投资和经济增长。第二，除保险作用外，资本流动允许储蓄从低回报国家流向高回报国家，这种资本转移提高了世界范围的经济增长…

【序言】

我非常高兴看到《金融危机、流动性与国际货币体制》在中国出版。2002年12月，应邹恒甫教授之邀，我有幸在武汉大学高级研究中心做访问，期间与EMBA学员和博士研究生讨论了本书的基本观点。对于所面临的国外借贷及其与世界金融体系的相互关系等问题，中国也许与许多新兴市场国家有所不同，因而本书的某些观点必须加以修正以适合中国的现实。但无论如何，我们仍然可以发现其中的共性，并且我希望中国的读者会对本书的基本观点感兴趣。

让?梯若尔1953年出生在法国巴黎附近的一个小镇，1976年，他以优异的成绩毕业于素有法国的工程师和科学家摇篮之称的法国理工学院。1978年，在他获得巴黎第九大学应用数学博士学位后不久来到著名的麻省理工学院继续深造，并于1981年获得经济学博士学位。梯若尔继承了法国学者重视人文科学的传统，再加上他深厚的数学功底，很快就显示出了他在经济学研究领域卓越的天赋和才华。他当时的主要研究方向是宏观经济学和金融学，并以1982年和1985年发表在最权威的Econometrica（经济计量学杂志）上的两篇经典论文奠定了他在这一领域的学术地位。此后，梯若尔转向了当时正在兴起的产业组织理论，出于研究的需要，他同时师从于著名的博弈论大家马斯金（EricMaskin）研究博弈论。梯若尔将博弈论和信息经济学的基本方法和分析框架应用于产业组织理论，开始构建了一个新的框架，并用其分析并解决产业结构调整中出现的许多新问题。1988年，他的代表作之一——《产业组织理论》出版，标志着产业经济学新的理论框架的完成。在此后的十几年中，这本书一直作为世界著名大学经济系研究生的权威教程而广为流传，至今无人超越。

1991年，梯若尔和弗登博格(Fudenburg)合著的《博弈论》正式出版。这本著作立即成为博弈论领域最为权威的高级教程，十几年来一直无人超越。80年代中期，梯若尔和拉丰教授共同开创了激励理论的一个最新的应用领域——新规制经济学，并以两本经典著作《政府采购和规制中的激励理论》（1993）和《电信竞争》(2000)完成了这一理论大厦的构建，同时确立了他们在这一领域的开创者地位。

梯若尔从当代经济学三个最前沿的研究领域博弈论、产业组织理论和激励理论的十几年融会贯通的研究中获得了经济学研究的真谛和“秘笈”，这个真谛就是作为一个经济学家的直觉——即透过纷繁复杂的经济学现象把握经济学本质规律的能力，而这个秘笈则是经济学研究的方法论。自90年代中期起，梯若尔开始以一个开拓者的姿态征服经济学的新领域：经济组织中的串谋问题（1992）,不完全契约理论（1999），公司治理结构(2001)，公司金融理论（2002），国际金融理论（2002），以及最近完成的经济心理学（2002）。在上述每一个领域，梯若尔或以综述性论文的方式，或以专著的形式完成该领域的理论框架的建构，并指出进一步研究的方向，然后悄然转向另一个领域。梯若尔具有非凡的概括与综合能力，他总是能够把经济学的任何一个领域中最为本质的规律和最为重要的成果以最为简洁的经济学模型和语言表达出来，并整理成一个系统的理论框架。而梯若尔对经济学惊人的直觉，也是一般的经济学家望尘莫及的。他敏锐的洞察力和极快的反应能力使得一般的学者根本无法跟上他的思维，因而许多人都这样认为：“在梯若尔面前，我们如同！”

第2篇：货币危机论文范文

关键词：货币危机；贬值；经济代价

中图分类号：F820．5 文献标识码：A 文章编号：1005－0892(2006)06－0017－07

一、引言

上世纪80年代后期和90年代中期，世界金融市场的一体化程度得到了显著的提高。在伴随金融市场一体化的过程中，大量的国际资本流入到发展中国家。以资本账户自由化为主要内容的金融开放，为国际资本的输出者和接受者提供了重要的潜在利益。支持资本账户自由化的学者们通常认为资本账户自由化有许多优点：（1）资本账户自由化可以使国际资本从高储蓄国家流入到低储蓄国家，这样经济周期内的消费和投资可以得到平稳化；家庭和企业可以通过国际金融交易使单个国家所具有的风险分散化，提高了社会福利水平。另外，Obstfeld和Rogoff（1996）认为，自由的国际证券市场可以提高跨时（Intertemporal）贸易的收益。[1]（2）资本账户自由化使得资本在国际间进行配置，提高了资本的使用效率，这对于资本输出国和接受国都是有利的。（3）资本账户自由化有助于金融部门的发展。因为对外借贷活动增加了金融交易额，降低了交易成本（Klein和Olivei，1999），[2]而交易成本的降低进一步促进了经济主体的借贷行为。然而，也有许多学者认为资本账户的开放会导致资本流动的大幅度波动和突然逆转，这会对经济造成重大伤害。过去10多年来的几次重大货币危机，似乎证实了对资本账户开放持反对意见者的担忧。

货币危机的增多常常被视作是过去20年来金融全球化加剧的结果，{1}随着时间的推移，货币危机的某些特征发生了变化，且因经常出现而屡见不鲜。Calvo（1998）把20世纪80年代后半期以来的货币危机归为由资本账户方面的原因引起，所以把它们称为资本账户危机，而把较早发生的货币危机称为经常账户危机。[4]我们对90年代以来的货币危机进行粗略地考察便可以发现，许多发生危机的发展中国家在货币贬值的同时，真实经济有很大程度的衰退。如1995年墨西哥的国内生产总值比1994年下降6.2%，印度尼西亚、韩国、马来西亚和泰国在1998年的国内生产总值分别比1997年下降13.1%、6.7%、7.4%和10.2%；而阿根廷在2002年的经济增长率为-10.9%。然而，并不是所有的货币危机都会导致经济的衰退。例如巴西（1979）、哥伦比亚（1985）、委内瑞拉（1984、1987）以及匈牙利（1993）等国家在货币贬值的同时，都伴随着经济的高速增长。在1992－1993的欧洲汇率危机中，货币危机也没有给真实经济造成多大的负面影响。如英国、挪威、葡萄牙的总产出在1993年比前一年分别增长了2.3%、2.7%和2.4%。除了冰岛1993年的总产出比前一年下降3.3个百分点外，其它国家的产出只有小幅度的下降。{2}

毫无疑问，在金融日益全球化的今天，随着货币危机的频频爆发，货币危机已经成为经济学和金融学的一个重要研究方向，学术界已经发表了大量的关于货币危机的论文。然而，目前关于货币危机的文章，其研究兴趣在于货币危机的起因以及货币危机的短期政策含义；而为数不多的对于货币危机与经济绩效（产出水平、失业率和通货膨胀等）的研究，也大多停留在理论研究，且研究货币危机对经济绩效影响的经验文献相对很少。本文的主要目的是以1990年以后发生在发展中国家的货币危机为样本，对发展中国家在货币危机中的经济增长率及其影响因素进行经验研究，确定哪些因素会显著影响货币危机国家的经济增长率变化，以便有效地预防和避免货币危机对真实经济的伤害。本文之所以以发展中国家的货币危机为研究对象，是因为从20世纪90年代以来，大多数货币危机都集中在发展中国家，而70年代和80年代的货币危机则同时影响着工业化国家和发展中国家。{3}

二、相关文献的简单回顾

根据传统的经济理论，货币贬值虽然有可能造成通货膨胀，但是它对经济会起到扩张作用，使得产出水平上升和失业率下降。因为贬值会使一个国家的商品在世界市场上更具有竞争力，使得出口上升。{4}但是，1994-1995年的墨西哥货币危机、1997-1998年的东南亚货币危机以及2001-2002年的阿根廷货币危机所发生的经济衰退现象，对这一传统理论提出了挑战。于是，货币危机对产出水平的作用就成为了货币危机领域的研究方向。就货币危机的理论模型而言，目前公认的已有三代货币危机模型。{5}但遗憾的是，第一代货币危机模型和第二代货币危机模型都无法解释货币危机后的经济衰退现象。第一代货币危机模型认为，固定汇率与扩张性货币政策之间的不一致性必然导致货币危机，货币危机只是国内居民对国内货币和外汇之间进行资产组合的结果，基本上没有涉及真实经济。而第二代货币危机模型认为，政府从维持固定汇率成本和收益方面进行权衡，以此来决定是否放弃固定汇率；政府选择放弃固定汇率，{6}并不意味着对就业和产出造成不利冲击；固定汇率所造成的政策约束的消除，至少对短期的宏观经济是有利的。第三代货币危机理论则是从国内金融市场方面来考察货币危机，认为货币危机导致产出水平下降的原因在于伴随着货币危机的国内金融危机。虽然第三代模型涉及到了危机国的经济衰退现象，但它并没有把危机对经济产出的影响作为研究内容，只是从危机后的经济衰退中得到启示，从而找到一种新的解释货币危机起因的理论而已。Aghion et al （2001a，2001b）从企业资产负债状况来解释货币危机对产出水平的影响。[7-8]他们认为，新兴市场国家的企业拥有大量的以外币计价的债务，当该国货币因危机爆发而贬值时，外债的本币金额上升，表现为企业的资产负债状况恶化，使其从银行获得资金的能力下降；特别是流动资金的减少，使得企业的经营活动受到资金约束，整体经济出现衰退。金洪飞（2004c）构造了一个由产品市场和资产市场组成的IPLM-总产出模型，把第一代和第二代货币危机模型作为第三代货币危机模型的特殊情况，从理论上解释了不同的货币危机对真实经济的影响。[9]此外，Calvo（1998）用外资流入的突然停止或逆转来解释货币危机中的经济衰退问题。[4]金洪飞（2001b）认为，新兴市场国家的国内投资者追求各自利润最大化的行为是有外部性的，这种外部性导致了过多的资本流入新兴市场；在造成新兴市场国家资本效率下降的同时，过多的资本流入导致了不可持续的经常账户逆差，最终导致资本流入停止或逆转，从而在货币危机爆发的同时发生经济衰退。[10]此外，Rodrik和Velasco（2000）指出，危机过程中由于短期债务难以滚动，使危机国企业的流动性迅速降低，对投资和产出立即产生不良影响。[11]

对于货币危机的经济影响进行系统研究的经验文献也不太多。IMF（1998）、Hutchison和McDill（1998）、Bordo和Eichengreen（1999、2003）对危机前后的产出和通货膨胀进行了统计描述。[12-15]Gower和Krause（2002）对危机前后的产出和通货膨胀进行统计描述的同时，计算了产出和通货膨胀对货币危机作出反应的概率。在他们认定的78次货币危机中，23次货币危机对产出造成了不良影响，而4次危机对产出的影响是良性的，51次货币危机对产出没有影响。[16]Hutchison（2001）以1975-1997年间67个发展中国家和新兴市场国家的160次货币危机及461个IMF稳定计划为对象，发现在对宏观经济发展、政治和地区因素进行控制后，货币危机在1~2年中显著地降低了经济增长率。但是，他没有发现IMF的稳定计划加重了货币危机对经济增长率的不良影响。[17]Cupta et al(2003) 以91个发展中国家在1970-1998年间发生的195次货币危机为样本，研究了危机国的产出水平对货币危机的反应。他们的研究发现，2/5的货币危机对产出是有扩张作用的；而对于发生了产出下降的货币危机国家，那些较大的以及经济较为发达的国家，其经济衰退程度较为严重。另外，根据他们的研究，90年代货币危机中的经济衰退现象比70年代和80年代较为广泛和显著。[18]金洪飞和姜诚（2005）以1990年以来的近200次货币危机为样本，对货币危机后的经济衰退进行了经验分析，发现危机前的经常账户状况、外债余额占GDP比例、国际流动性指标等经济变量，以及危机后的汇率制度都不会显著地影响到危机后的经济衰退。另外，危机后的经济衰退与危机国政府在危机中是否抛售外汇储备、是否采取汇率贬值都没有明显关系。但是，危机前的失业率和汇率制度，以及危机中是否提高利率等因素对危机后的经济衰退有显著影响。[19]Hutchison和Noy（2006）用24个新兴市场国家在1975-1997年的Panel数据为样本，研究了货币危机、资本逆流和经济损失之间的关系，发现货币危机通常会使产出下降2%~3%，而资本逆流则会使发生货币危机的当年产出下降6%~8%。[20]

三、货币危机的界定和经济衰退的度量

为了研究货币危机对经济的影响，必须首先对货币危机作出界定。什么是货币危机呢？通常，货币危机的定义是和对货币汇率的投机攻击（Speculative Attack）联系在一起的。如果对某个国家或地区的货币汇率进行的投机攻击，使得该货币汇率贬值，或者导致金融当局大量国际储备（包括外汇和黄金）的流失或利率的大幅度提高，就可以认为这个国家或地区发生了货币危机。这是货币危机的一个广义定义，而不同的研究者，对于货币危机有不同的定义。

Eichengreen、Rose和Wyplosz（1996）（ERW）在研究20个工业化国家在1959-1993年间的货币危机传染现象时，认为有些国家的货币汇率虽然在投机攻击中没有贬值，但它是以外汇储备的大量流失和利率的提高为代价的，所以他们用汇率、利率和外汇储备变化的加权平均计算出来的指数来衡量投机压力。当投机压力指数达到某个临界值时，就认为发生了投机攻击的货币危机。ERW把临界值定义为“那些至少偏离均值两个标准差的数值”。在计算投机压力指数时，权重的选取是以使汇率、外汇储备和利率乘以各自的权重后的波动幅度相等为原则。[21]可见，ERW所定义的货币危机包括对货币汇率成功的和不成功的投机攻击。同ERW一样，Kaminsky、Lizondo和Reinhart（1998）（KLR）把危机概括为对货币成功和不成功的攻击。[22]对每个国家而言，由“外汇市场压力”指数是否超过均值3倍标准差来认定危机是否发生。这个指数由每月的汇率变动百分比和国际储备变动百分比的加权值确定。同ERW一样，权重的确定使得指数的两个元素的条件方差相等。Frankel和Rose（1996）(FR)则是采用了狭义的货币危机的概念。[23]他们认为，储备的变动只是粗糙地衡量了政府对外汇市场的干预，并且大多数样本国家在长时间内对利率进行控制，因此认定投机攻击被成功抵御是困难的。他们把货币危机定义为名义汇率贬值至少超过25％，并且比前一年的贬值率至少大10％的汇率贬值或调整，而那些被抵御的投机攻击不能作为危机处理。此外，根据FR的定义，哪怕一个国家由于长期的高通货膨胀导致货币持续贬值，只要贬值率不超过前一年的10%，都将被排除在货币危机的范畴之外。所以，FR的标准强调了货币危机的突然性。

由于本文主要是研究危机中的货币贬值为何对经济产出有不同影响，因此本文中的货币危机只考虑汇率变化。如果对于汇率的投机攻击使得一个采取固定汇率制的国家或地区放弃固定汇率制，或者使得采取浮动汇率制的国家和地区的货币汇率大幅度急剧贬值，我们就认为发生了货币危机。同金洪飞（2003）在分析货币危机中资本外逃与短期外债比例的关系时一样，[24]本文将以90年代以后发生过货币危机的新兴市场国家和发展中国家的数据为样本。我们的样本由51次货币危机组成，具体样本点包括：玻利维亚（1991）、阿根廷（2001）、巴西（1990、1995、1999、2002）、智利（2002）、萨尔瓦多（1990）、巴拉圭（1992）、委内瑞拉（1994）、牙买加（1990）、墨西哥（1994、2002）、尼加拉瓜（1993）、海地（1991）、洪都拉斯（1990）、特立尼达和多巴哥（1993）、乌拉圭（2002）、约旦（1992）、印度（1991、1995）、印度尼西亚（1997）、韩国（1997）、老挝（1995）、马来西亚（1997）、菲律宾（1997）、泰国（1997）、博茨瓦纳（1996）、布隆迪（1997）、埃塞俄比亚（1992）、肯尼亚（1993、1995、1997）、马达加斯加（1991、1994）、马拉维（1992、1994）、马里（1993）、摩洛哥（1990）、莫桑比克（1993、1995）、尼日利亚（1992）、津巴布韦（1991、1994）、突尼斯（1993）、赞比亚（1994）、匈牙利（1994）、罗马尼亚（1990）、俄罗斯（1998）、土耳其（1994、2001）。

在研究货币危机的产出代价影响之前，我们还需要对产出代价进行度量。通常，产出代价是以危机前后的经济增长率变化来衡量的，如金洪飞和姜诚（2005）用危机前一年的经济增长率减去危机后一年的经济增长率来衡量货币危机中的经济衰退程度。[19]然而这种方法的一个缺点是无法真正地度量货币危机的经济代价。假如说某个国家在T年发生了货币危机，T-1年的经济增长率gT-1为5%，T年的经济增长率gT为-10%，T+1年的经济增长率gT+1为5%。如果用T-1年的经济增长率减去T+1年的经济增长率，就会得到经济衰退程度为0。但事实上，由于T年的经济增长率为负，T+1年的产出水平大约只是T-1年的95%。因此，作为比较，我们将用两种方法来度量危机后的经济衰退程度。第一种还是由危机前一年的经济增长率减去危机后一年的经济增长率来度量。对于第二种方法，我们用下面的公式来计算危机的经济衰退程度或经济代价Y：{7}

Y=1+gT-1- （1）

四、计量分析和结果

我们的计量分析基于下面的回归模型：

Yi=+kXki+ui （2）

其中，解释变量Y为货币危机的经济代价，由式（1）计算获得；Xk为第k个解释变量；和k为待估参数；下标i表示第i次货币危机，在本文中i=1，2，…51；ui是均值为0、方差为2的误差项。

（一）解释变量的选取

我们将考虑以下变量作为解释变量。

1．危机前的经常账户。危机前的经常账户是否会对危机后的产出发生影响，可以从两方面加以考虑。第一，根据第一代货币危机模型，货币危机的发生是由持续的政府财政赤字导致的扩张性货币政策引起的，即在危机前会有大量的经常账户赤字，导致外汇储备的下降，最后出现货币危机。但是，第一代货币危机理论认为，货币危机不会导致危机后的产出下降。第二，从政策方面而言，如果危机前有大量的经常账户赤字，危机爆发后，外资流入减少或停止，为了保持国际收支平衡，政府就可能在危机中或危机后采取紧缩性的政策，以改善经常账户。然而，紧缩性的政策将导致经济的衰退。

2．危机前的外债比例。如果危机国在发生货币危机前有大量的外债，危机的爆发可能会导致大量的资本外逃，使得国内企业可获得的资金减少，甚至造成企业破产。另外，如果在货币危机中，本币采取了贬值措施，那么以外币计价的外债负担就变得更加严重，使企业的资产负债状况出现恶化，这样企业就很难获得投资所需的资金，于是投资就会萎缩，导致产出水平下降。

3．危机前国际流动性指标。在国际经济学中，通常用短期外债与外汇储备的比例来衡量一个国家的国际流动性；这个比例越高，表明国际流动性越差。根据Rodrik和Velasco（1999）的理论，发生货币危机时，短期外债将无法滚动，使经济体中的流动性降低，从而导致生产的萎缩。他们发现，短期外债与外汇储备的比例是一个很好的预测危机及其严重性的指标。为了观测它是否会导致对真实经济的不良影响，我们把危机前一年的外汇储备与短期外债的比例LIQ作为回归方程的解释变量。

4．金融开放程度。金融开放会使政府在危机中阻止资本外逃以及采取逆经济周期措施的能力降低。那些金融开放程度较高而又缺乏有效监管的国家在遭遇货币危机时，其经济损失可能会比较严重。我们把金融开放程度作为解释变量的目的，是想验证它是否果真使得危机国遭受了更大的经济损失。我们用一个虚拟变量来代表金融自由化程度的高低。阿根廷、巴西、智利、哥伦比亚、牙买加、墨西哥、委内瑞拉、约旦、印度、印度尼西亚、韩国、马来西亚、菲律宾、泰国、摩洛哥、突尼斯、匈牙利、罗马尼亚、俄罗斯、土耳其等新兴市场的金融开放程度较高，所以虚变量FF取值为1；而其它国家的金融开放程度较低，FF的取值为0。

5．危机中是否提高利率。当一个国家面对货币投机攻击时，可以通过出售外汇储备、提高短期利率等来保护汇率稳定，避免本币贬值。但是，不同的措施对真实经济的影响是不同的。通常，如果外汇储备的出售没有引起利率上升，应该是不影响产出水平的；而提高利率则会降低投资和消费支出，造成经济增长率的下降。

6．危机前后实际货币余额的变化率。本国货币贬值会通过贸易品价格的上升使得一般物价水平上升，如果此时名义货币供给量增幅低于物价上升幅度，那么就会造成实际货币余额的下降，对经济起到收缩作用。许多危机国在危机前都有大量的经常账户赤字，为了保持外部平衡，只好采取紧缩性的货币政策，甚至使名义货币供给量下降。我们把实际货币余额增长率的变化MVR作为解释变量的目的，是为了验证货币危机的经济代价是否与实际上紧缩的货币政策有关。

7．危机当年的资本净流入量。在货币危机发生时，资本流入会急剧减少甚至发生逆转，使得国内企业或金融机构的资金来源减少。为了考察危机阶段外资净流入量对真实经济是否有显著影响，我们把当年资本净流入量对GDP的比例也作为回归方程的解释变量。

8．银行危机。在新兴市场国家中，由于政府往往对金融企业采取或明或暗的担保，使得金融机构过多地引入短期外币存款，而其资产通常是长期的。在发生货币危机时，外币储户提取外币的行为也会使银行出现危机，从而无法正常发挥投融资的中介作用，使真实经济受到损害。

（二）有关变量的描述性统计特征

表1列出了连续变量的描述性统计量。COST1是由公式（1）计算得到的经济代价指标；COST2是由危机前一年的经济增长率减去危机后一年的经济增长率得到的经济代价指标。COST1和 COST2的均值分别为0.775%和0.986%，而它们的标准差分别为7.489%和5.745%。所以从统计上而言，并不能得出货币危机导致经济衰退的结论。当然，导致这种现象的原因是有些国家在危机后出现了经济较大的增长。以COST1为指标的话，出现经济衰退的有27次，占总数的52.94%，而这些发生衰退国家的平均衰退程度为5.70%，最大衰退程度为20.9%；如果以COST2为指标的话，出现经济衰退的有29次，占总数的56.86%，而这些发生衰退国家的平均衰退程度为4.67%，最大衰退程度为12.4%。

变量FLOW为危机发生那一年的资本净流入量占GDP的比例；LIQ为危机前的国际流动性指标，由外汇储备除以短期外债存量得到；MVR为危机前后的实际货币余额增长率的变化，其计算公式为危机前一年的实际货币增长率减去危机阶段和危机后一年的实际货币增长率的几何平均值；R_CA为危机前一年的经常账户余额与GDP之比；R_DET为危机前一年的外债存量与GDP之比。对于解释变量FLOW，在51次货币危机中，资本净流入量占GDP比例的平均值为-1.11%，资本净流入比例最低的为-10.44%，最大值为5.26%。这说明尽管有些国家在货币危机阶段发生了较大规模的资本逆流，但是也有些国家在危机阶段的资本净流入量是正的。而实际上，在我们的样本中，这样的货币危机有18次。从流动性指标看，不同的国家差异很大。比如博茨瓦纳在1995年，由于其外汇储备是总外债的6.54倍，而短期外债只占总外债的1.42%，从而使得其外汇储备与短期外债之比高达651；而尼加拉瓜在1992年的外汇储备只有短期外债的7%，也就是说，其短期外债是外汇储备的13倍。由于流动性指标的中位数为1.096，因此大约有一半的国家在危机前的外汇储备超过短期外债。对于危机前后实际货币余额增长速度的变化而言，增长速度变慢的有34次；而从MVR的平均值看，危机后的货币增长速度平均比危机前降低了8.378%。当然，导致这种现象的一个根本原因是，对于大多数货币危机，危机后的通货膨胀率超过了名义货币增长率。对于经常账户余额，危机前出现经常账户赤字的有44次，占总数的86.27%，说明货币危机的爆发和经常账户赤字还是有一定的相关性。总体而言，危机前经常账户余额占GDP之比的平均值高达6.17%，而尼加拉瓜在1992年的经常账户赤字最为严重，高达GDP的57%。从R_DET看，对于这些发生货币危机的国家，总体而言，它们在危机前的外债比例是比较高的，平均为GDP的99.7%；从中位数看，有一半的国家在危机前的外债余额达到了GDP的60%以上。表2列出了货币危机（BC）、金融自由化程度（FF）以及危机中利率是否升高（INTEREST）等定性变量的统计特征。从表中可以看到，在我们选择的51次货币危机中，同时发生银行危机的有12次，占总数的23.53%；金融自由化程度较高的样本点为25个；另外有38次货币危机出现了利率升高现象。

表1 连续性变量的统计特征

表2 定性变量的数据特征

（三）结果与分析

我们在表3中列出了两个线性回归模型的结果，其中第一个模型的被解释变量为COST1，第二个模型的被解释变量为COST2。第一个模型的R2为0.301，说明我们选择的解释变量解释了被解释变量30%的变化；而对于模型2，被解释变量43.9%的变化被这些解释变量所解释。对于宏观经济数据而言，数值为0.301和0.439的R2说明了这两个方程都具有一定的解释能力。从F检验值看，模型1在5%的水平下整体显著，而模型2则在1%的水平下整体显著。

由于这两个被解释变量都是用来度量经济衰退的，所以如果某个解释变量的系数为正，就表示该变量增加会导致危机的经济代价加大。表中第二列为模型1，第三列为模型2。从解释变量的显著性看，对于模型1，外债余额比例在1%的水平下显著，经常账户比例和银行危机在5%的水平下显著，净外债流入在10%的水平下显著；对于模型2，银行危机、经常账户比例等变量都是在1%的水平下显著，而其他变量，如金融开放程度、危机中的利率提高程度、危机前后实际货币增长率的变化、危机前的国际流动性以及危机前的外债比例等变量都是不显著的。这说明两个模型得到的结论基本上是一致的。对于两个模型，解释变量BC的系数显著为正，表示了银行危机会显著影响货币危机的产出水平，加重货币危机的经济代价。从模型1看，如果以危机前后的经济增长率差异来度量经济衰退程度的话，银行危机平均会使衰退程度加重4.9%。对于变量FLOW，其值为正时表示资本净流入，反之则表示资本净流出。从表3中看出，FLOW的系数显著为负，说明了危机阶段的资本外逃或逆流会导致经济衰退。对于变量R_CA，其观测值为正时表示经常账户盈余，因此，显著为负的系数说明了危机前经常账户存在大量逆差的国家，其经济衰退程度往往较大。

表3 计量回归结果

注：括号中的数据为t检验值，***表示变量在1%的水平下是显著的，**表示变量在5%的水平下是显著的，*表示变量在10%的水平下是显著的。

另外，金融开放程度、危机中的利率变化、危机前后实际货币增长速度的变化以及危机前的国际流动性和外债比例等因素，对货币危机的经济代价没有显著的影响。因此，开放程度越高的国家在发生货币危机时，其经济衰退程度未必就越严重。对于危机中的利率因素，本文得到的结果似乎与金洪飞和姜诚（2005）并不一致，其原因可能是：在金洪飞和姜诚（2005）的文章中，货币危机是由月度汇率变化率、利率变化率和外汇储备变化率的加权平均计算得到的压力指数来界定的，因此有些国家在受到投机攻击时，尽管没有发生货币贬值，但这是以提高利率和外汇储备流失为代价的（这些国家还是把它当作发生了货币危机来处理）。对于那些提高利率而没有货币贬值的国家，其高利率持续的时间较长，因而对经济造成了比较严重的伤害。而在本文中，由于研究的对象都是发生贬值的国家，危机中的高利率持续时间相对较短，而且高利率对经济的不利影响也可能被贬值的作用所抵消，从而使得危机中的利率提高并没有对经济造成明显伤害。至于实际货币增长率的变化没有显著影响危机后经济衰退的原因可能有二：一是其作用可能被危机中的利率变化所抵消；二是由于经济参与者事先并不知道准确的通胀率，因而没法根据实际货币余额来进行投资和消费决策。最后，对于那些危机前国际流动性较低的国家，国际流动性不足可能是导致其发生货币危机的原因。但是，流动性不足还意味着这些国家的外汇储备很低，外汇短缺使得外国投资者撤走短期投资的想法并不可行。{8}因此，危机中的外资净流入量对危机后的经济衰退有显著影响，而国际流动性的高低则没有显著作用。由于我们选取的样本来自于发展中国家，而这些国家的外债通常是以外币表示的，因此，危机前的外债比例对于危机后的经济衰退没有显著影响，意味着货币危机的资产负债理论没有得到经验证据的支持。

五、结论

本文以1990-2002年间发生在发展中国家的51次货币危机为样本，对货币危机后的经济增长率变化进行了经验分析。我们得到的结论如下：

1．我们所研究的货币危机是以大幅度的货币贬值为特征的。在我们的样本中，有些国家在危机后经济增长加快，而有些国家则出现了经济衰退，说明货币危机后的货币贬值极有可能对经济起到扩张作用，也会出现经济衰退。

2．危机前的经常账户逆差、危机中的资本逆流以及银行危机会显著地影响一个国家在危机后的经济衰退程度。如果以危机前后的经济增长率差异来度量经济衰退程度的话，平均而言，银行危机会使衰退程度加重4.9%。因此，在货币危机中避免银行危机的爆发是至关重要的。

3．对于这些以货币贬值为界定标准的货币危机，其危机后的经济衰退同金融开放程度、危机中的利率高低、危机前后的实际货币增长速度的变化、危机前的外债比例以及国际流动性等经济因素没有显著的关系。

*本文得到了上海财经大学“211工程”重点学科建设项目和上海财经大学现代金融研究中心的资助。

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注释：

{1}在金融全球化的背景下，国家与地区之间的金融联结使得全球范围内容易出现传染性的货币危机，金洪飞（2004a）构造了一个货币危机传染的投资组合模型，解释了金融全球化下导致货币危机传染的多种因素。[3]

{2}有关国家的经济增长率的数据来自于各年的International Financial Statistics Yearbook。

{3}1992-1993年的欧洲ERM危机是惟一一次发生在工业化国家的货币危机，并且其经济代价相对较小。

{4}事实上，1992年的英镑贬值和意大利里拉贬值，让英国和意大利的商品竞争力加强，提高了经济增长率。

{5}关于货币危机的有关理论，参见金洪飞2001a、2004b中的相关文献综述。[5-6]

{6}金洪飞（2003）通过构造一个货币危机的最优停止模型，解释了理性政府假设下的货币危机及其传染。

{7}我们计算得到的两种衰退程度的相关性为0.794，说明两者之间有差异，但还是存在较高的相关性。

{8}在我们的样本中，国际流动性和资本净流入量的相关系数只有0.08。

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[24]金洪飞. 理性政府下的货币危机及其传染[J]. 当代财经，2003，(1)：43-47.

责任编校：魏琳

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第3篇：货币危机论文范文

一、背景：

1、97东亚金融危机的打击使东亚各国清醒的认识到，为抵御金融风险不能仅仅寄希望于货币基金组织的援助，必须在区域内部加强合作，共同合作防范金融风险；

1997年开始于泰国的金融危机最终波及到整个东亚地区，给东亚各国的货币金融和经济发展带来了沉重的打击。由于东亚国家经济体制、产业结构的相似性，货币危机的“传染效应”非常明显，在东亚各国货币遭遇冲击，出现短期国际性支付危机的时候，本可以向国际货币基金组织申请紧急资金援助，但实际上，IMF对危机国提出了一系列紧缩货币和财政政策的苛刻要求，客观上增加了谈判难度，延误了解救时机，最终加剧了危机。由于东亚地区缺乏相应的应对机制，难以应付危机的“传染效应”，又无法求助于外部力量，各国紧紧依靠自身的力量对抗国际游资短期性冲击，最终导致各国经济遭遇衰退。

2、全球货币体系的变迁，20世纪80年代后货币集团化成为一股潮流并被实践证明是成功的，美元区的建立和欧元区的成功经验使人们对东亚货币金融合作充满了信心；

在经济、金融一体化背景下，世界上出现了一股货币集团化的潮流，产生了不少区域性货币组织，如西非货币联盟、中非货币联盟和阿拉伯货币基金组织等。2002年3月1日欧元作为唯一的法定货币开始在欧元区12国流通，拉美地区一些国家美元化等现象的出现，反映出货币联盟理论在实践上的应用是成功的，货币金融合作有利于成员国的经济发展。

3、区域性金融危机频繁发生，国际投机资本规模巨大，东亚国家认识到仅凭一国的力量都不可能单独对抗巨大的游资冲击；1992年英镑危机，1994年墨西哥、阿根廷金融危机和1997年亚洲金融危机的相继发生，使东亚各国认识到面对巨大的国际投机资本，如果不加强合作、共同抵御危机，势必难以防范和化解危机，进而影响到本国经济的稳定和长远发展。

二、基础：

（一）理论基础

货币金融合作是以最优货币区理论作为理论基础的，从蒙代尔（1961）提出最优货币区（OCA）理论开始，OCA理论由最初的单一分析方法到加入OCA成本、收益综合分析，再到20世纪90年代以来的OCA一般均衡模型与OCA指数的建立，以及关于OCA内生性和政治因素的分析等，逐步将各种复杂的标准系统化，并纳入统一的研究框架，为货币金融合作的开展提供了较完备的理论基础。

   （二）经济基础

1、东亚区域内贸易自由化进程加快，成员国之间宏观经济依赖性加强，客观上需要实现区域内汇率稳定，降低汇率波动带来的风险，开展货币合作。东亚区域内贸易额在80年代后半期显著上升，而区域内贸易量越大，开展货币合作给成员国带来的利益就会交易成本的降低而越大，所以各国普遍也有深化货币合作的愿望。

2、东亚各成员国拥有丰富的外汇储备，区域内部直接投资的趋势不断提高，资本流动方面显示了比较高的合作性。在此基础上开展金融合作无疑有利于防范金融危机或进行时候救援。

3、亚洲金融危机使东亚各国认识到区域内各国加强汇率机制的协调，开展货币合作有助于防范货币冲击，缓解金融危机。东亚各国在危机中的惨痛教训使其认识到仅凭本国的力量无法对抗巨大的国际游资冲击，更无法有效的遏制危机扩散，合作成为各方的共识。

4、欧洲货币联盟的成功经验证明货币金融合作是可行且有效的，东亚地区关于加强货币合作的呼声受欧元成功启动的影响再度高涨，为货币合作提供了舆论准备。目前，东亚各国在开展货币合作方面已经进行了一些实质性的工作：1999年11月，东盟10+3峰会在马尼拉通过了《东亚合作的共同声明》，同意加强金融、货币和财政政策的对话、协调和合作；2000年5月东盟10+3财政部长在泰国清迈达成了《清迈协议》（Chiang Mai Initiative），使东亚货币金融合作从构想变成为现实。2000年8月东盟10+3的中央银行又将多边货币互换计划的规模由2亿美元扩展到10亿美元。2000年11月互换协议扩展到所有东盟成员，总额达到10亿美元，扩展了东盟互换协议（ASA）与双边互换网络和回购协议(BSA)。2005年5月27日中、日、韩三国央行行长在汉城签署了新的掉期协议，韩国央行与中国央行和日本央行达成协议扩大换汇数额分别达40亿美元和30亿美元，该协议成为“清迈协议”的延续。清迈构想的实现及其拓展显示了东亚各国开展货币金融合作的信心，为进一步开展深层次的合作奠定了基础。

（二）政治基础

1、随着欧元区和美元区的建立，国际货币体系正在经历改革，东亚各国政府、商界、学术界对于货币金融合作的热情高涨，这无疑为合作的开展提供了良好的舆论准备。

2、日本长期以来实行依附美国的政策，但为实现其在亚洲地区的支配地位，迫于东亚其他国家的压力，也需要联合区域内其他国家对抗来自区域外的竞争压力；另外，日本长期以来受经济衰退困扰，为重振国内经济，日本也积极开展对内金融改革和对外金融合作，以避免金融危机的发生。作为东亚经济龙头的日本积极开展货币金融合作既有力的推进了合作进程，又给区内各国做出了示范效应。

三、障碍

1、东亚各国经济发展水平相差悬殊，经济一体化程度不高，各经济体的经济周期、面临的内、外部冲击作用的方向、影响因素各不相同，这些差异性为实现区域货币金融合作增大了难度，东亚国家之间的历史、文化、经济、风俗有较大差别，经济一体化程度较低，由此导致各国在政策协调、产业整合等方面出现了较多冲突。在东亚货币金融合作的成员中，既有经济发达的日本，又有经济落后的越南、柬埔寨等国家，经济发展模式多元化，经济政策缺乏有效协调，各国参差不齐的经济发展水平无疑增大了区域货币合作的难度。

第4篇：货币危机论文范文

关键词:  货币危机  债务危机  主权信用等级

一  引言与文献综述

20世纪90年代之前，金融危机通常表现为某种单一形式，例如60年代的英镑危机为单纯的货币危机，80年代的美国储贷协会危机为典型的银行危机，而80年代导致拉美国家进入“失去的十年”是纯粹的债务危机。然而，90年代以来，特别是在1994—1995年的墨西哥金融危机和1997-1998年的亚洲金融危机期间，在本币大幅贬值至超过政府规定的波动幅度从而被迫放弃原有汇率制度的同时，当事国均出现了较为明显的银行业危机，银行坏账率达到了非常严重的地步，甚至出现了存款抽逃和银行挤提等现象。此外，墨西哥、泰国和韩国等国家在危机发生期间还出现了外汇储备无法保证外债按期偿付的债务危机。换言之，货币危机、银行业危机以及债务危机的同时或相继爆发作为现代金融危机的一个典型特征已成为一个不争的事实，这一特征在新兴市场国家中尤为明显。这一共生性现象意味着上述三种类型的危机之间可能存在某种联系，而且从理论上分析这种联系的确存在。

涉及货币危机与债务危机的研究文献总的来说可归为两类：一类是集中分析分别对货币危机与债务危机具有一定预警能力的金融指标。通过对此类研究文献的汇总我们发现，对货币危机具有一定预警能力的指标主要有：实际汇率的升值、出口增长、进口增长、贸易条件的恶化、经常账户余额、外汇储备、短期债务／外汇储备、国内信贷、实际利率等(IMF，2001)；影响债务危机的金融指标主要有：人均收入、通货膨胀率、GDP增长、外汇储备、外债违约历史、债务／出口比、经济发展水平等(Edison，2003)。对照这两类危机的影响因素，我们可发现一个非常重要的特征：对这两类危机均产生影响的共同因素非常少，仅有出口增长、贸易条件、经常账户／GDP以及外汇储备四个指标。这意味着货币危机与债务危机的诱发因素或来源可能是不同的。有些学者甚至认为货币危机与债务危机之间不存在影响关系。例如，GKR(Goldstein， Kaminsky and Reinhart，2000)与IMF(2001)认为货币危机与债务危机是两个完全不同的事件。IMF进一步认为，某一国家的盯住汇率制变得不可维系，可能是由于某些宏观方面的原因而与该国是否有能力偿付其外债无关。此外，一国也可能发生债务拖欠或出现债务违约，而同时其汇率未发生任何变动，1999年的巴基斯坦就是这种情况，当时政府公开宣布停止偿付一切外债，但这并未导致其汇率发生大幅度贬值(IMF，2001)。

另一类研究文献则主要围绕主权信用等级展开。债务危机通常表现为一国对其主权债务发生违约，从理论上分析，反映一国主权债务违约可能性的主权信用等级应当是研究者或市场参与者关注的一个焦点。主权信用等级可视为一组宏观经济基本面信息的集中体现，而这些宏观基本面因素影响着主权债务的违约概率。为此，Cantor和Packer(1996)、Juttner和McCarthy(1998)以及Bhatia(2002)等许多学者就主权信用评级与一组宏观经济变量之间的相关关系进行了研究，这些研究均发现宏观经济变量可以很好地解释主权信用等级。

既然主权债务评级中蕴含了众多基本面因素的信息，那么债务危机与货币危机是否可能通过主权债务等级这一渠道发生联系呢?许多学者对此展开了研究，研究的结论大体一致，即主权债务评级并不能预测货币危机，反而只是货币危机的一个事后反应(GKR，2000；IMF，1999；Radelet and Sachs，1998；Reinhart，2002)。当然，这些研究也分析了主权评级未能预测出危机的可能原因所在。

然而，对上述所提及的GKR(2000)、IMF(2001)以及Reinhart(2002)等文献进行仔细研究发现，这些文献所考虑的债务危机大多都发生在20世纪80年代，这一时期债务危机大多都是对银行辛迪加贷款发生违约。与上述研究有所不同，Amadou(2003)试图来回答在1994～2002年这一动荡时期内，主权债务等级是否有助于预测货币危机与债务危机。之所以选择这一样本时期，主要是考虑到这段时期的债务危机大多是对主权债券发生违约，这显然与80年代的银行信贷市场债务违约有所不同。他的研究发现与已有研究相同的是，主权债务评级并不能预测货币危机，反之只是货币危机的一个事后反应；而与以往研究不同的是，当选择1994—2002年为样本期，同时当债务危机被定义为主权债务利差超过1000个基点时，那些发生债务危机的国家通常在危机爆发两个季度之前就会经历资本市场规模的快速下滑以及外债利率的急剧上升，并且滞后的信用评级或评级变化(还包括不利的经济展望以及信用观测)有助于预测这样的债务危机。

基于已有研究所得出结论的不一致，同时考虑到20世纪90年代之后债务危机的两个重要特征：一是通常表现为主权债券的违约，二是通常发生在新兴市场国家，本文以18个新兴市场国家在1990—2004年的相关数据为研究样本，对货币危机与债务危机之间的关系进行了经验研究。首先，我们考虑到如果按照债务危机的传统定义，在所选择的样本期间，很少发生主权债务违约的事件。例如，根据穆迪公司(Moody)的一项统计，上世纪90年代以来总共有9个国家经历了10次违约事件(Moody Compang， 2003)。针对这一问题，本文主要借鉴了Amadou(2003)中的思路对债务危机进行了重新界定，并且按照这一新的定义，对所选择样本数据进行了重新分析，从而大大增加了债务危机的发生次数、扩大了样本规模。其次，既然主权信用等级蕴含了多个定量或定性经济基本面因素的信息，而这些经济指标对危机应具有一定的预测作用，这意味着从理论上分析主权信用评级应有助于预测危机。基于此，本文参照GKR (2000)的研究思路，针对所选择的样本数据，采用logit概率回归模型来估计主权信用等级在预测货币危机与债务危机时的表现。最后，我们转换一种思路，不直接将货币危机与债务危机挂钩，而是将货币危机与主权债务违约概率相联系，通过借鉴Duffle和Singleton(2003)一文中的转换模型，将收集到的主权评级数据转化为主权债务违约概率，同时通过计算获得样本数据相对应的货币危机发生概率，采用不同形式的估计模型来探讨货币危机与主权违约概率的相关关系。

二  经验研究的准备工作

(一)主权信用评级数据的获得

大多数有关主权信用评级的研究都将评级机构的字母等级转化为数值等级。然而，除了定期主权信用等级之外，国际知名的评级机构通常也会在正式宣布升级或降级之前，定期公布或正面或负面的等级展望报告，并且随后一些关于主权等级升级或降级的评论或重点观望名单。例如，标准普尔公司(S&P)曾公开表示，其的信用观望(credit watch)就是依据一些公开的事件与短期趋势来预测 90天内信用等级变化的可能方向。此外，S&P定期公布的等级展望报告就是对6个月到2年之内的信用等级可能变化的方向所做的预测。

参照Amadou(2003)的做法，我们将Moody或S&P做的字母等级转化为数值指数，取值范围为1-58，具体的对应关系可参见附表1。同时，根据信用观望为正面还是负面来决定如何进行上下调整。由此，我们可通过Moody与S&P公布的主权信用等级计算出月度平均综合评级指数(It)。考虑到评级指数可能存在的非线性，我们进一步对该综合评级指数进行对数变换：Rt=ln(It/(59-It))。

(二)对债务危机的重新界定及债务危机数据的获得

鉴于20世纪80年代与90年代债务危机的频繁发生，许多学者开始关注主权违约和主权风险的决定因素。相关研究首先需要对债务危机下一个明确的定义。通常情况下，债务危机的发生意味着下列事件的发生：债务重组、未按期支付本金或利率而发生欠款、国际货币基金贷款协议的上限部分。一些研究综合考虑上述三个事件来定义债务危机；另外一些研究简单地采用某一个单个事件或对债务重组或欠款的度量来识别债务危机。例如Lee(1991)、Balkan(1992)、Lanoie和Lemarbre(1996)以及Marchesi(2003)采用债务重组的概念来定义债务危机；Hajivassiliou(1994)在定义债务违约时则考虑了所有上述三个事件。此外，考虑到90年代以后所发生的债务危机大多以对主权债券发生违约为特征，穆迪公司将一个主权债券的发行者满足下面的一个或多个条件时定义为违约状态，相关条件是：(1)延期支付利息或本金，尽管最终在宽限期之内付清；(2)发行者以息票率或面值更低的债券来代替原来的债券；(3)发生不公平的交换，以帮助发行者避免陷入更严重的违约中去(MoodyCompang，2003)。然而，当我们试图采用上述债务危机的定义时会面临两个主要问题：第一，对新兴市场国家而言，主权信用评级的历史较短；第二，主权债券发生违约的事件非常有限，自1985年以来，仅有7个主权债券的发行国家对其外币债券发生了违约，而且大多集中发生在1998—2002年。鉴于样本期间主权违约事件过少这一事实，Amadou(2003)借鉴Altman(1998)对困境证券的定义建议：如果主权债券的月度平均利差(实际计算中，月度债券评级指数(EMBI)+国家利差来表示)超出美国国库券1000个基点或更多时，就将此主权债券认定为困境债券，主权债券被认定为困境债券时，就认为发生了债务危机。随后，Amadou又给出了一个备选定义：如果一个国家的主权债券利差超出其历史分布的90%分位数时，就认定发生了债务危机。将主权债券处于困境定义为债务危机显然要比仅仅将主权违约界定为债务危机广义得多，这种改进的定义不仅包括了真正的主权违约事件，还包括了一些濒临违约但由于受到外界资助而成功规避的情况。显然，如果将债务危机的本质看做是信用风险的加剧，而这种加剧并不一定就导致违约，同时信用风险加剧事件的发生频率显然要比真正的违约事件发生频率更高，从这个意义来讲，这种改进的定义更加合理。因此我们采用这种改进的定义来识别债务危机的发生。

按照这种改进的定义，针对所选择的样本数据，我们总共识别出263次主权债券困境事件，而在这段时期货币危机的发生数为42次。进一步通过仔细对照这些事件的发生时间，我们发现总共仅有12个月，货币危机与主权困境同时发生。这一发现可能意味着即使采用这种改进的定义，货币危机与债务危机之间的相关性也较小，当然这一结论还需要进一步采用更为科学的方法加以验证。为了便于经验研究，我们引入债务危机的二元变量，如果在债务危机发生后的24个月内出现一次或多次主权利差高于 1000个基点，该变量取值为1，否则该变量取值为0。此外，考虑到债券危机与货币危机尤其是后者通常都要持续多个月，因此为了避免重复统计，我们应设定适当的数据窗口(data window)。对于债券危机而言，我们参照穆迪进行评级展望的频率，设定6个月为数据窗口，即当主权债券的月度平均利差在某月出现“大幅变化”(换言之，超出美国国库券1000个基点或更多时)，我们就将此后6个月内发生的所有大幅变化都视做一次危机，在统计债务危机发生时间与次数时不考虑在内。货币-[飞诺网FENO.CN]

(三)对货币危机的界定及货币危机数据的获得

 

Eichengreen等(1995，1996)是最早研究货币压力度量方法的学者，并希望以此来确定货币危机的发生时间。具体来说，他们将汇率处于压力状态定义为当所构造的指数值超过一定临界值。这里的指数是由名义汇率、国际储备以及利率三个变量相对变化的加权和构成，该指数既包括了成功的投机攻击也包括了不成功的投机攻击。在该指数中的所有变量是相对于所选定的参照国家，同时其临界值是不随时间而变化的。

Eichengreen等人关于货币危机的定义受到了许多学者的批评，并由此衍生出了许多其他有关货币危机的定义。Kaminsky等(1998)以及Kaminsky和Reinhart(1999)对货币危机的定义与Eichengreen等人的非常类似，但在他们所构造的指数中不包括利率变化，因为在他们所研究的样本国家中，利率受到了中央银行的严格控制。一些学者考虑到不成功的投机攻击很难被识别，因此在构造货币压力指数时并不考虑该因素。例如Frankel和Rose(1996)以及Esquivel和Larrain(1998)将国际储备与利率差这两个变量从汇率压力指数中略去，构造了一个简单的货币崩溃指数。此外，有的学者强调了在货币危机中变量的波动程度明显不同这一特征。例如Zhang(2001)采用随时间变动的临界值来解决这一问题。考虑到现代货币危机的本质，同时由于市场化的利率数据在许多新兴市场国家中都无法获得，我们认为采用Kaminsky和 Reinhart的定义作为计算外汇市场压力的基准点是合理的。换言之，外汇市场压力(EMP)被定义为：

EMP=%汇率it／std1it+%外汇储备it／std2it

这里std1it和std2it分别代表国家i在时间t时汇率百分比和外汇储备百分比变化的标准偏差。需要强调的是，由于数据可获得性的原因，这里的标准偏差分别指一年中的月度汇率波动率与月度外汇储备波动率的标准差。这里假定与汇率压力相关的名义汇率的变化应当影响本币的购买力，换言之，名义汇率的变化应当导致实际汇率的变化(至少在短期)。这一条件排除了在高通货膨胀时期所发生的一些急剧贬值现象，但同时保留了在通货膨胀较为温和的时期所发生的大幅贬值。

在确定是否发生危机时，一些研究者采用外生性的贬值临界值，即这一临界值对于所分析的所有国家都是相同的(Frankel and Rose，1996；Kumar et al.，1998)；另一些研究者则根据各国的不同情况来确定具体的贬值临界值(Kaminsky and Reinhart，1999；Kaminsky et al.，1998；IMF，1998；Esquivel and Larrain， 1998；Glick and Moreno，1998；Moreno，1999)。本文将汇率压力的大幅变动明确为所定义的外汇市场压力指数变化超过5%，同时超出均值2个标准差，这里的均值和标准差是根据各国的具体情况来设定的。

同样考虑到货币危机通常都要持续多个月，因此为了避免重复统计，我们参照大多数研究者的做法，设定24个月为数据窗口，即当外汇市场压力指数在某月发生了大幅变化，我们就将此后24个月内发生的所有大幅变化都视做一次危机，在统计货币危机发生时间与次数时不考虑在内。

 

三  主权信用评级是否有助于预测货币危机与债务危机

我们首先采用logit概率回归模型来估计主权信用等级对货币危机的预测能力。其中，因变量是货币危机(危机发生时取值为1，否则为0)，而解释变量是前面所构建的平均综合评级指数。值得注意的是，在估计过程中，我们将采用不同间隔期的指数变化、不同的指数构成来进行压力测试，以保证估计结果的一致性与可靠性。具体的估计结果参见表1。

从估计结果可看出，在新兴市场国家中，主权信用等级的变化并不能显著地预测货币危机的发生。尽管对数综合评级指数的3月期变化与Moody评级的3月期变化在5%的水平上是统计显著的，但相对应的边际效应却分别仅仅达到-0.2%和-0.6%，意味着影响可忽略不计。此外，综合评级指数的12月期变化与6月期变化的估计系数的方向与预期的相同，但在统计上却并不显著。同时当分别采用S&P的评级指数、简单的评级指数作为解释变量时，也出现同样的问题。这一结果基本上与Amadou(2003)以及 GKR(2000)的研究结论一致，前者选取了1990-2002年期间的13个新兴市场经济体发生的30次货币危机为样本，后者则选取了24个新兴市场经济体中的21次货币危机为研究样本。

既然主权信用评级不能显著地预测出货币危机的发生，那么主权信用等级是否在货币危机发生后进行了调整?IMF(1999)通过对亚洲金融危机发生前后评级机构的表现进行调研，发现评级的变化通常滞后于货币危机的发生，意味着降级通常发生在危机爆发之后而并非之前。这一事实似乎进一步印证了前面所提到的观点：由于评级机构大多都是对被评客户直接收费，同时为了避免受到其降级行为可能引发危机的指责，因此评级机构通常没有动力在金融危机真正爆发之前主动地降低主权信用等级。当然评级机构对此也做了反驳，认为它们不会冒着损害自身信誉的风险而只考虑当前的利益。然而，无论原因究竟是什么，研究货币危机发生后评级的变化情况无论对于市场参与者还是决策者而言都是非常有意义的。就这一问题，GKR(2000)以及Amadou(2003)针对不同的样本集合分别采用有序probit概率回归模型来估计货币危机的发生是否有助于预测主权信用评级的下降。在他们的估计中，因变量为主权信用评级的3月期变化，具体地说，当主权信用等级出现升级时，因变量取值为1，当未出现变化时，因变量取值为0，而当出现降级时，因变量取值为-1；而解释变量则为滞后3个月的货币危机二元变量。

同样，我们采用有序probit概率估计方法，针对 1990 - 2004年样本国家货币危机的发生情况与主权信用等级的相关数据，在Limdep 7.0分析软件的帮助下，对货币危机对主权信用等级的下降是否具有预测力进行了估计，结果参见表2。从估计结果我们不难看出，解释变量的估计系数具有统计显著性，且其边际预测贡献达到了7.9%，意味着货币危机有助于预测主权信用等级的下降。这一结论与GKR(2000)以及Amadou(2003)采用不同的样本所得出的结论基本上是一致的，尽管程度有所差异。因此，我们可以得到一个较为可靠的结论：货币危机的发生增加了主权信用等级被降级的概率。

GKR(2000)曾提出一个非常重要的问题：主权信用等级的决定因素是否就是对金融危机具有预测力的那组基本面因素?上面的经验研究结果告诉我们可能并不尽然。换言之，可能存在其他一些因素(不同于通常讨论的宏观经济基本面因素)，在货币危机与主权违约事件之间起着非常重要的作用，这些因素可能是我们未来研究中需要特别关注的。

我们最后来研究主权信用等级是否可以代表主权违约发生的可能性?为此，我们采用1990—2004年期间18个新兴市场国家中的隐含违约概率(IPD)数据与综合评级指数数据构成的面板数据库来进行回归估计(结果见表3)。从估计结果可看出，无论我们采用综合评级指数的3月期变化、6月期变化、 12月期变化，还是采用单独的Moody评级指数或S&P评级指数，R2均表现显著，在54%-72%的范围内波动，模型中解释变量的估计系数在5%的水平上统计显著，且估计系数的方向也与预期的相同，表明主权信用等级的变化在一定程度上可代表主权违约的可能性。

四  主权债务的违约概率与货币危机发生的相关性

前面我们曾提到，GKR(2000)与IMF(2001)认为货币危机与债务危机是两个完全不同的事件。然而，上述两项研究均得出一个共同的结论：在发展中国家，货币危机与主权债务的违约概率是密切相关的。GKR与IMF的结论主要是针对传统的债务危机，而且这些危机通常都集中发生在20世纪80年代，这些债务危机通常以对银行贷款发生违约为特征。进入90年代，债务危机通常以主权债券发生违约为特征，同时我们对传统的债务危机定义进行了修正，那么上述结论是否仍然成立?

本文参照Amadou(2003)的研究方法，针对所选择的样本国(18个新兴市场国家)，通过采集样本期间(1990-2004年)JP—摩根银行的EMBI指数以及样本国相对美国国库券的收益率利差数据，在假定利率期限结构不变且回收率为30%的情况下，运用一个基于强度(intensity-based)的非参数模型计算风险中性的IPD。这些IPD值给出了样本国在样本期间发生违约的可能性。通过比较这些IPD值在货币危机发生前后的变化情况，我们不难发现平均IPD值在货币危机发生前后并未出现明显的变化，用t—检验统计量做进一步的验证，仍不能拒绝原假设“在货币危机期间的平均IPD值=整个样本期间的平均IPD值”，这与Amadou(2003)的研究结果是相同的。

为了进一步研究主权债务违约的可能性与货币危机发生可能性之间的相关性，通过将本文的样本数据运用于刘莉亚(2004)中货币危机预警模型中，在Limdep 7.0分析软件的帮助下获得货币危机的发生概率。在获得代表着主权债务发生违约可能性的IPD数据与代表货币危机发生可能性的危机概率数据后，我们分别采用简单的线性相关性检验、非线性有序probit概率回归模型，以及两变量Granger因果关系检验三种方法来进行估计，估计结果见表4。

从表4中可看出，主权债务发生违约的可能性与货币危机发生的可能性之间的线性相关性是较低的，相关系数仅为5.2%。同时，当把主权债务的违约概率作为货币危机发生概率的非线性函数进行估计(这里我们选择了有序probit模型)时，我们发现R2仅仅达到0.0076，并且货币危机发生概率的估计系数在5%的统计水平上并不显著；当把货币危机发生概率作为主权债务违约概率的非线性函数进行估计时，结果也是相似的，R2仅为0.0036，IPD的估计系数同样在5%的水平上并不具有显著性。最后，我们采用了两变量的Granger因果关系检验，滞后阶数分别从一阶至五阶，从F值及相应的p值可看出均无法拒绝原假设，即两变量的双向Granger因果关系均不成立。

上述结果表明，在所选的样本期间1990-2004年内，与已有的研究有所不同，主权债务的违约概率与货币危机的发生并不存在显著的相关关系。究其原因，这可能是由于在样本期间内，债务危机不再表现为对银行辛迪加贷款发生违约，而大多表现为主权债券违约概率的加剧，同时这也进一步反映出，主权债券违约的形成机理与银行债务违约的形成机理有所不同。同时，这一估计结果与本文第三部分的估计结果相一致，即主权信用评级在一定程度上代表了主权债务发生违约的可能性。这样的估计结果如何来解释?无论从理论角度还是从实际角度所进行的研究均发现一个非常重要的现象：尽管分别对货币危机和债务危机产生影响的经济基本面因素有许多，但这两组因素的重合点却很少，即使少数因素对货币危机与债务危机均发生作用，但它们的预警能力的大小也大相径庭。

五  结论

第5篇：货币危机论文范文

关键词：金融危机；基础货币；货币乘数

Abstract：This paper analyzes the movements of monetary multiplier around financial crisis in China，and the results show that China's monetary multiplier and macroeconomic volatility cycle are basically consistent. Money multiplier and money supply trends indicate that changes in the operation of monetary policy is still in rough shape， and components by monetary multiplier and the money multiplier itself changes the conclusion does not conform to traditional theory. This article suggests that we should change the mode of China's economic growth，and speed up the construction of multi-layered financial market，to improve the effectiveness of monetary policy operations.

Key Words：financial crisis，monetary base，money multiplier

中图分类号：F832.59文献标识码：A文章编号：1674-2265（2012）02-0023-05

一、引言

在金融危机爆发之前，全球金融市场和我国金融体系均充斥着大量流动性。我们以消费者物价指数（CPI）为基本指标对金融危机爆发前后我国宏观经济状况进行分析（见图1）。在金融危机爆发之前，我国CPI在流动性过剩的影响下不断攀升，并于2008年2月达到了8.7%。随后在金融危机的影响下，我国国内需求和出口不断下降，CPI也开始下滑。在2008年末，为了应对金融危机的影响，我国宏观经济政策调整为“积极的财政政策和适度宽松的货币政策”。此后，为抑制不断攀升的CPI，政策当局又出台相应的紧缩政策，直到2011年8月CPI才有所下降。与此同时，相应的宏观经济增速也开始下滑。比如在2011年，GDP增速呈逐季下降趋势，前三个季度分别同比增长了9.7%、9.6%和9.4%。因此，图中的CPI走势能清晰反映我国宏观经济的运行态势。在我国，货币供应量对宏观经济运行影响巨大，但货币供应量的重要决定变量――货币乘数的变动周期是否与宏观经济运行基本吻合？本文将对此进行分析。

图1：金融危机前后我国消费物价指数（CPI）走势

二、金融危机前后我国货币乘数变动的基本判断

货币供给的基本公式为： ，其中 为货币供应量， 为货币乘数， 为基础货币。我们定义流通中的现金为 ；活期存款 ；定期存款为 ；储蓄存款为 ；基础货币 ，其中 为商业银行在中央银行的准备金；现金比率 ；准备金率 ；定期存款和活期存款的比率 ；储蓄存款与活期存款比率 。因此，狭义（m1）和广义（m2）的货币乘数分别为：

因此，货币乘数是由现金比率、准备金率、定期存款与活期存款之比和储蓄存款与活期存款之比共同决定。如果分析货币乘数变动趋势，必须分析货币乘数的各个影响因素。

（一）金融危机前后我国货币乘数的变动趋势

图2反映了我国金融危机前后货币乘数的变动趋势。图中显示，狭义货币乘数 自2007年1月到2011年10月的波动幅度比较平稳，其最高点在2007年1月，为1.812387；最低点在2011年9月，为1.289877。从波动幅度来看， 从2007年1月至2008年底是逐月下降的，特别是在2008年 基本上在1.45与1.35之间进行波动，这也是受金融危机影响最深的一年。随着2008年底经济政策的调整， 又开始逐月上涨，一直延续到2011年，在央行稳健货币政策的影响下， 才开始下降。

图2：金融危机前后狭义和广义货币乘数的变动情况

数据来源：Wind咨询。

广义货币乘数 的变动趋势比较明显。随着金融危机爆发直到2008年末我国宏观经济政策的调整， 不断下降。在2008年底，随着经济政策的调整， 开始进入上升通道，并在2011年随着货币政策转向才开始下跌。 的变动趋势和 基本一致，只是波动幅度大于 。

（二）金融危机前后我国货币乘数与宏观经济周期的变动趋势分析

由于货币供应量的周期性变动能够引致宏观经济的波动，因此货币乘数的周期性变动也能产生类似影响。以下以CPI和固定资产投资作为宏观经济周期衡量指标，由此分析货币乘数与宏观经济周期的变动趋势。

图3：我国货币乘数与CPI的变动趋势分析

数据来源：Wind咨询。

1. 我国货币乘数与CPI的变动趋势分析。图3反映了广义货币乘数与物价的变动趋势，我们以CPI来代表物价。图中并不能反映货币乘数与物价周期性变动的一致性。但如果考虑货币政策的“滞后性”，两者的周期性变动还是趋于一致的。比如，货币乘数从2007年4月到2008年3月处于下降周期，而CPI在2008年1月到2009年1月处于下降周期，CPI的下降周期比货币乘数晚了将近一年。随着我国宏观经济政策的调整，货币乘数从2009年1月到2010年初处于上升通道，而CPI在2009年8月达到低谷以后，于2009年10月开始上升，该周期一直延续到2011年7月。这两个阶段均显示了货币政策的滞后性，滞后期间在8个月到1年不等。因此，图中结果并不代表我国物价变动与货币乘数周期不具有吻合性，而是因为货币乘数滞后性影响的结果。

图4：我国固定资产投资增长率与货币乘数的变动趋势分析

数据来源：Wind咨询。注：固定资产数据单位：%

2. 我国货币乘数与固定资产投资的变动趋势分析。图4为我国固定资产投资完成额的累积同比增速与货币乘数变动趋势图。图中显示，自2008年初以来，固定资产投资完成额累积同比增速与货币乘数的变动周期基本是一致的。比如，自2008年初到2009年6月，固定资产投资完成额累积同比增速和货币乘数均处于上升区间；自2009年8月到2011年8月，固定资产投资完成额累积同比增速处于下降通道，虽然伴随一个小幅的上涨区间，但基本上与货币乘数的变动趋势一致。

总之，在金融危机爆发前后，CPI指标和固定资产投资完成额累积同比增速指标均显示了我国宏观经济与货币乘数周期性变动的一致性。

三、金融危机前后我国货币乘数变动的结构性分析

（一）货币乘数变动对货币供应量的影响

货币供应量的基本决定方程为： 。我们对该方程进行全微分，可以得到：

在上述式子中， 为基础货币变化所引起的货币供应量变化，而 为货币乘数变化所引起的货币供应量变化。我们对上面的式子进行整理，得到：

即：

因此，货币供应量增长率可以分解为基础货币增长率与货币乘数增长率之和。给定货币乘数增长率，基础货币变动1个百分点会使货币供应量相应变动1个百分点。若给定基础货币增长率，货币乘数变动1个百分点也会使货币供应量相应变动1个百分点。

图5：狭义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势

数据来源：Wind咨询。

图6：广义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势

数据来源：Wind咨询。

图5反映了狭义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势；图6反映了广义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势。图中显示，基础货币增长率和货币乘数增长率之和基本上高于实际货币供应量增长率，说明在我国宏观经济中，货币政策并没有使足够多的货币供给流入实体经济，而是流入房地产和股票等虚拟经济，由此导致基础货币增长率和货币乘数增长率之和高于货币供应量增长率。对两幅图的变动趋势具体分析可知，自2008年底到2010年4月，基础货币增长率和货币乘数增长率之和与货币供应量增长率之间的差异要大于2007年1月到2008年底和2010年4月到2011年10月这两个区间，这主要是由于在金融危机影响下，虽然货币政策的调控力度比较大，但由于市场信心不足，公众更愿意持有现金，商业银行也愿意持有更多的流动性而产生“惜贷”，因此导致货币供应量增长率远远低于基础货币增长率和货币乘数增长率之和。但在2010年4月以后，随着实体经济逐渐恢复，公众市场信心也开始转变，这使得货币供应量增长率与基础货币增长率和货币乘数增长率之和的差距逐渐缩小。

（二）现金比率的变动对货币乘数的影响

现金比率是货币乘数的重要组成部分。根据西方经济理论，如果将现金作为微观主体所持有的资产组合的一部分，市场利率、人均可支配收入、证券投资收益率以及价格水平的变动均会影响微观主体所持有的现金占其资产总量之比。具体而言，市场利率、人均可支配收入、证券投资收益率以及价格水平的上升都会引起人们所持有的现金比率下降。根据货币乘数公式，可以得到：

这两个公式都是小于零的，由此可以看出现金比率与货币乘数的变动趋势是相反的。

图7：广义、狭义货币乘数与现金比率的变动趋势

数据来源：Wind咨询。

图7反映了货币乘数与现金比率的变动趋势。从图中可以看出，虽然现金比率变动趋势比较平稳，但如果仔细观察，会发现现金比率与货币乘数的变动趋势基本上符合反向趋势。现金比率分别在2008年1月、2009年1月和2011年2月达到最高值，这三点也分别是广义货币乘数和狭义货币乘数的最低点。从图中还可以看出，现金比率和狭义货币乘数的反向变动趋势并不是很明显，但与广义货币乘数的反向变动趋势比较明显，其下降和上升区间分别对应于广义货币乘数的上升和下降区间。

（三）定期存款和活期存款之比的变动对货币乘数的影响

定期存款和活期存款比率也是货币乘数的主要组成部分。与现金比率类似，影响该比率的主要因素包括定期存款利率、人均可支配收入、证券投资利率和价格水平等。一般而言，证券投资利率与该比率呈反方向变动；人均可支配收入的增加会使投资者更多地持有定期存款，因此该比率上升；定期存款利率的上升也会使该比率上升。根据货币乘数的基本公式，可以得到该比率对货币乘数的影响方式，即：

在这两个公式中，第一个是小于零的，第二个是大于零的。因此定期存款和活期存款之比与狭义货币乘数呈反方向变动，与广义货币乘数呈同方向变动。

图8：广义、狭义货币乘数与定期存款和活期存款比率的变动趋势

数据来源：Wind咨询。

图8反映了该比率与货币乘数的变动趋势。首先来看该比率和广义货币乘数的变动趋势，从理论上来讲，该比率与广义货币乘数的变动趋势是同方向的，但图中的数据并不支持这一结论，比如从2007年1月到2008年9月，以及2009年9月到2010年9月，该比率均是呈先下降后上升的“U”型状态，但是广义货币乘数从2007年1月到2008年9月呈不断下降的趋势，同时从2009年9月到2010年9月，广义货币乘数经历了两个阶段的“倒U”型状态，因此该比率与广义货币乘数的变动趋势并不符合“同方向”结论。其次来看该比率与狭义货币乘数的变动趋势，理论上认为该比率与狭义货币乘数的变动趋势是反方向的，图中数据不完全支持这一结论。比如从2007年10月到2008年9月，该比率和狭义货币乘数均不断上升，但从2009年9月到2010年初，该比率不断下降，而狭义货币乘数却不断上升。

（四）储蓄存款和活期存款之比的变动对货币乘数的影响

对于储蓄存款和活期存款之比而言，储蓄存款利率、证券投资收益率、人均可支配收入以及价格水平等因素也是影响其变动的主要因素。比如，储蓄存款利率和人均可支配收入的提高会使人们更多地持有储蓄存款，致使该比率上升；证券投资收益率的上升会使人们更多地持有证券，导致该比率下降。同时，传统的社会文化等因素也会对该比率造成影响。根据货币乘数公式，可以得到该比率对货币乘数的影响方式，即：

因此，该比率对狭义货币乘数的影响是反方向的，对广义货币乘数的影响是正方向的。

图9：广义、狭义货币乘数与储蓄存款和活期存款比率的变动趋势

数据来源：Wind咨询。

图9反映了该比率与货币乘数的变动趋势。首先来分析该比率与狭义货币乘数的变动趋势，从理论上来讲，该比率对狭义货币乘数的影响是反方向的，图中的数据并不完全支持这一结论，比如从2007年初到2007年10月，该比率从1.7886下降到1.4094，狭义货币乘数从1.8124下降到1.6824，两者均是呈下降趋势，但从2008年1月到2008年12月，该比率小幅上升，原因可能是在金融危机的影响下，投资者对经济前景信心不足，导致储蓄存款的增加。在这一段时期内，狭义货币乘数则从1.459下降到1.316，两者的变动趋势是相反的，所以图9并不完全支持两者反向变动的结论。其次分析该比率与广义货币乘数的变动趋势，理论上认为该比率与广义货币乘数的变动趋势是同方向的，图中的数据也不完全支持这一结论。比如从2007年初到2007年底，该比率不断下降，同时广义货币乘数也是不断下降的，从4.8135下降到3.9406。2009年1月到2009年9月广义货币乘数不断上升，从3.9603上升到4.5912，而这段时期的储蓄存款和定期存款比率却不断下降，从1.8782下降至1.4968。

四、结论及启示

第一，货币乘数变动趋势基本上与宏观经济周期相吻合。数据显示，货币乘数的变动趋势基本上与宏观经济运行周期相吻合，货币乘数的变动能够对宏观经济波动作出很好的解释。同时货币乘数一般先于CPI变动，因此也支持经济理论中“货币政策滞后性”这一结论。

第二，理论上来讲，对于货币乘数增长率与货币供应量增长率而言，货币供应量增长率应等于基础货币增长率和货币乘数增长率之和。但在我国，不管是狭义还是广义货币供应量，其增长率总小于基础货币增长率和货币乘数增长率之和。

第三，从货币乘数各个组成的变动趋势来看，现金比率与货币乘数的变动趋势基本上支持经济理论的结论，而储蓄存款与活期存款比率、定期存款与活期存款比率与货币乘数的变动趋势并不完全支持。

由此可得到如下几点启示：首先，改变我国粗放的经济增长方式。长期以来，受各种因素影响，我国货币政策的运用仍较粗放，大量货币没有流入实体经济。应在改变经济增长方式的同时，通过货币政策与产业政策和产业结构升级相配合，引导货币更多地流入实体部门，这样不仅可以防止货币流入资产市场所引起的资产价格泡沫，还可以提高货币政策的调控效率。其次，应该逐步改变侧重使用数量型货币政策工具，实现利率和汇率等价格变量的市场化，使用价格型货币政策工具来调控货币供应量，这样有利于货币政策由粗放型向集约型转变。再次，构建多层次金融市场，扩大投资品种的种类，逐步放开资产定价管制，使投资者可以自主选择投资渠道，引导资金的合理流动。

参考文献：

第6篇：货币危机论文范文

关键词:亚洲货币合作 文献综述 发展现状

本文受“中央财经大学2009年研究生科研创新基金:‘过剩货币与国际货币体系的不稳定性’”(项目编号:2009004)

■一、导言

发端于2007年美国房地产泡沫的全球金融危机对世界各国都产生了严重影响,亚洲地区也难逃此劫。由于亚洲各国多是出口导向型经济,实体面的下滑似乎在所难免;但如果深层次地考虑货币层面,问题也许更严重。亚洲区具备同美元区、欧元区相近的贸易规模,但货币一体化程度很低。这样一方面使亚洲区承担了美元或其他货币贬值的风险;另一方面对全球经济失衡造成了不可估量的影响。

事实上,亚洲货币合作的步伐在亚洲金融危机后就开始加快。由于对国际金融机构如IMF在对待亚洲发展中国家危机救助措施的不满,亚洲各国随后就开展了各种危机救助合作。时至今日合作已初具规模,但距离货币一体化或者亚元的出现还有很长的路要走。

亚洲货币合作涉及的内容很多,学界一般从四个方面进行研究。余永定等(2002),李晓等(2002)研究后指出,亚洲金融合作的内容分为四个不同的层次:国际的经济政策协调、区域性解救危机的机构、固定的汇率区、单一货币区。政策协调会降低国家之间政策的外部性;区域性解救危机的机构能更好的化解危机;汇率的稳定对发展中国家有着极为重要的意义;单一货币区是区域金融合作的最高层次,也是亚洲金融合作的最终目标。

目前实际的合作主要是第一个层次和第二个层次。目前的主要成果如 “清迈协定”及后来的多边化、外汇储备池都是作为一种流动性危机的救援机制。虽然在实践中也提出过亚洲货币单位的设想,但并不成熟。而学界的研究热点是亚洲货币合作未来的发展前景,也即亚洲货币一体化的实现方式。

本文试图对亚洲货币合作的内容进行全面的梳理,找出其发展脉络和理论依据。首先对亚洲货币合作目前的政策措施进行梳理;然后从理论上对其未来的前景进行分析;最后对其阶段性战略的实施进行展望。

■二、亚洲货币合作的发展现状

总体来看,亚洲货币合作的建议被提出后,合作逐步深入。体现在参与的国家逐步增多:由东亚内部、东盟内部的合作转向东盟10+3之间的合作;合作规模逐渐增大:最新的建议提出的储备池规模为1200亿美元;合作框架日益合理:体现在清迈协议之外加强政策协调保障、亚洲债券市场的建设并讨论如何引入亚洲货币。

(一)亚洲货币合作的提出与初步发展

亚洲货币合作的建议由日本首先提出,其萌芽源于亚洲金融危机。亚洲金融危机发生后,部分亚洲国家对国际组织如IMF在处理危机的方式上不满,于是日本于1997年9月在IMF和亚洲开发银行会议上提出了建立“亚洲货币基金”(AMF)的构想。这个建议最终被搁置,但这并不能阻挡亚洲进行货币合作的愿望。后来的发展主要包括:新宫泽喜一构想(New Miyazawa Initiative);东亚货币基金(EAMF);东盟10+3 监督进程;亚洲借款安排(AAB);东盟10+3的早期预警系统(余永定等,2002)。这些措施侧重发展危机救助机制。

(二)亚洲货币合作的里程碑――清迈协议(CMI)

清迈协议是亚洲货币合作的里程碑,这在学界得到了认同。余永定等(2002)认为,清迈协议把亚洲货币合作从构想转变为现实。Henning(2009)认为,清迈协议具有重要意义,是后续政策措施的基础,下一步东亚政府和中央银行的官员将讨论如何将“清迈协议”转变成共同区域基金,类似于原来提出的“亚洲货币基金”。

(三)清迈协议后的新进展

首先,在流动性救助方面,Henning(2009)回顾到,清迈协议后的主要进展包括:2006起探讨的货币互换多边化途径(CMIM);2007年建立的作为货币互换多边化形式的外汇储备池(reserve pool)。今年2月,东盟与中日韩特别财长会议通过了《亚洲经济金融稳定行动计划》,将储备池规模由800亿扩大到1200亿美元;并计划一个独立的地区经济监督机构,以监督基金和地区经济运行。5月,东盟与中日韩财长会议宣布,规模为1200亿美元的亚洲区域外汇储备池将在今年底前正式成立并运作。中日韩三国的出资额分别为32%、32%和16%。另外20%由东盟10国承担。其次,在金融市场方面,东亚及太平洋地区中央银行的行长会议(EMEAP)推出了两期的亚洲债券基金(ABF),东盟+3也提出了建立亚洲债券市场动议(ABMI)。再次,在汇率合作方面,亚洲开发银行和经济学家们提出了建立亚洲货币单位(ACU)的设想。可见,流动性救助措施已日渐成熟,但金融市场的发展还亟待加强。

■三、亚洲货币合作的发展前景

尽管在实践中亚洲货币合作还处于初级阶段,但理论上对固定汇率区和单一货币区的讨论已经比较多。有的学者认为目前比较理想的选择是建立一种固定汇率区。余永定等(2002)在讨论亚洲货币合作的前景时提出了加强区域汇率安排的管理。他认为,在东亚建立一种类似西欧国家建立过的汇率机制(ERM)有助于推动东亚地区经济一体化进程。对于固定汇率区内钉住货币的选择上,实证检验上结果表明目前的钉住货币仍以美元为主,但多数学者认为钉住货币应由美元转向一篮子货币。

(一)东亚各国事实上的汇率联动机制

东亚各国在事实上是钉住美元或准钉住美元的,即“东亚美元制”(the East Asian Dollar Standard)(McKinnon,1998、2000)。对于“东亚美元制”的解释有两种说法:“浮动恐惧论”(Calvo & Reinhart,2000)和“原罪假设”(Eichengreen & Hausmann,1999)。Calvo 和Reinhart(2000)指出,东亚国家像其他发展中国家一样,存在“浮动恐惧”(fear of floating)。Eichengreen 和 Hausmann(1999)运用“原罪假设”(original sin)指出,在国内金融市场不完全的情况下,本国是不愿意使本币浮动的。固定汇率制度(或类似的制度)对东亚国家和经济实体来说成本较低。陈虹(2000)认为东亚采用篮子货币制度,既能避开浮动汇率制对国内经济稳定造成的压力,又可以稳定区内贸易的发展。

(二)亚洲各国货币钉住方式的计量检验

计量检验的结果印证了亚洲各国事实上钉住美元的结论。McKinnon 和 Schnabl (2004) 采用Frankel 和 Wei Shang-Jin (1994)提出的计量方法检验东亚国家(除日本外)的汇率波动性以及估计货币篮子的组成,得出结论:在新的千年,美元在亚洲国际货币篮子中仍然保持其支配性权重。Ogawa Eiji 和Taiyo Yoshimi (2007)用同样的方法评估了最新的统计数据,发现了类似的结果:尽管在韩元、新加坡元、印度尼西亚卢比和泰铢的货币篮子中美元的比重比危机之前有一定幅度的下降,但与官方公布的汇率制度相比,这些货币依然与美元有密切的联系。周继忠(2009)对人民币参照一篮子货币进行管理的浮动汇率制度进行了定量检验,发现美元在人民币参考货币篮中占据绝对重要的地位。运用移动窗口回归分析方法,发现人民币参照货币篮子的稳定性存在下降的趋势,美元权重缓慢下降,人民币相对货币篮子整体持续升值。

(三)汇率联动机制中钉住货币的选择

许多学者认为钉住美元对于亚洲各国也许不是最优的选择,而应该转为钉住一篮子货币。Kwan(2000)认为,亚洲国家钉住美元制有着内在缺陷,转向钉住一篮子货币并提高日元在篮中的比重有利于克服这些缺陷。河合正弘(1999)指出,东亚钉住美元汇率制是金融危机的触发器,稳定汇率目标的合理选择应该是减少美元比重,加大日元比重的货币篮子。伊藤隆敏等(1999)在1998年对钉住货币篮中的汇率制度进行了理论分析并推算出篮中各货币的最优权数。国内学者也有相似看法,余永定(Yu,2001)认为东亚要建立起汇率合作机制,就必须选择某个货币作为驻锚,使用美元作为地区共同钉住的货币存在矛盾,因此东亚应就日元的作用达成协议。

(四)采用单一货币区方法

欧洲经济一体化和欧元的成功启动引起世人普遍关注。Mundell(1961)提出的最适度通货区是理论基础,他指出了一国加入货币区的收益和成本。随后的研究,如McKinnon (1963)和Kenen (1969)都采用Mundell提供的分析框架。多年来,由于宏观经济理论的发展,最优货币区理论也随之不断得到修正和扩展,研究的问题主要围绕两个方面:加入货币联盟的成本收益分析,如De Grauwe (1997)、Dupasquier和Jacob (1997);以及参加货币联盟国家需要有哪些经济特征,如Ishiyama (1975)和Tavlas(1993)等。20世纪90年代以后,又出现最优货币区的内生性问题的研究,如Frankel和Rose (1996) 、Eichengreen (1992) 、Krugman (1993)和Kalemli-Ozcan等(2003、2004)。对于亚洲国家货币一体化的潜力,高海红(2007)通过采用一般购买力平价(G-PPP)模型分析到,亚洲各国货币一体化的潜力远超现实。范小云和邵新建(2009)认为,港元和人民币具备最优货币区的一些特征,双方应进行更为高级的货币合作。

(五)人民币国际化与亚洲货币合作的关系

人民币近期开展了跨境贸易结算试点,并与六国签署了货币互换协议;同时又积极参与到亚洲外汇储备库的建设中。对这个问题,高海红(2009)分析到,现阶段中国大陆已与韩国、马来西亚和中国香港等分别签署双边救助互换协议,这可看作是人民币国际化的契机;而清迈协议多边机制是人民币区域化的一个重要平台,如何以扩大人民币在亚洲区域的使用来促进人民币国际化,对于中国来说是一项战略选择。

■四、亚洲货币合作面临的现实困难与可行措施

亚洲货币合作存在诸多困难,如同欧元的诞生一样,“亚元”的产生也不是一撮而就的。在欧元诞生的过程中,“德洛尔报告”和《马约》等所制定的步骤保证了欧元的顺利产生,亚洲货币合作的顺利发展也应该考虑分阶段实施相关战略。

(一)亚洲货币合作面临的现实困难

对于正在进行的亚洲金融合作,很多分析者主要从政策协调和解救危机的机构方面讨论遇到的困难。余永定、何帆和李婧(2002),Lewis(1999)等分析了合作面临的障碍,主要有:东亚区域经济合作具有“非正规化、非制度化”的特点;各国间缺乏相互信任;各国在经济制度、经济发展水平和经济结构方面存在差距;亚洲金融合作缺乏“领头人”。Henning(2009)指出,多边化货币互换仍然存在很多问题仍需讨论,如:多边化互换的实质、基金的规模、会员国的选择、会员国的出资额、双边互换是否退出、共同基金是否与IMF相联系等等。

(二)亚洲货币合作的可行措施

1、政策协调机制和清迈协议短期可大力发展

在当前的全球金融动荡的挑战下,政策协调需加强。吴晓灵(2007)认为,一方面要加强亚洲合作机制间的协调和整合,提高合作效能;另一方面,要加强与国际金融组织及区外金融组织的沟通与交流,提升东亚地区在全球金融界的地位及影响力。“清迈协议”是流动性救助机制的基础,短期内仍应大力发展,争取早日把“清迈协议”发展为“亚洲货币基金”。

2、亚洲债券市场要逐步发展

高海红(2008a,2008b)通过对亚洲金融体系的分析,指出当前的亚洲金融体系实际上是美元本位。由于路径依赖,美元在东亚持续占据支配地位,这将延长在地区贸易和金融交易以及官方储备中从依赖美元转向使用本地区货币的进程。因而通过亚洲债券市场可以改进投资基础设施为扩大本地区货币的使用创造基本需求,但这个过程是逐步发展的。

3、亚洲汇率联动机制与亚洲单一货币构想是长远目标

李晓和丁一兵(2008)认为,在当前的全球金融动荡的挑战下,制度化的汇率合作机制应对缓行。作为对汇率合作机制的准备工作,当前的工作重点在于加强汇率政策协调、加强各经济体金融市场的开放和区域债券市场的建设、将多边化CMI机制建设为多国合作的金融投资基金。

■五、总结

金融危机既是挑战也是机遇。通过正式与非正式的政策协商,亚洲各国可以增进贸易一体化程度、深化对区域金融市场的培育、提升亚洲国家在国际货币金融体系中的话语权。这个过程不仅包含经济上的合作,政治上的合作也至关重要。中国作为区域内大国,在亚洲货币合作中扮演的角色也格外引人关注。一方面,人民币区域化的过程不仅有助于亚洲货币一体化的深入,还有助于发展人民币国际化;另一方面,当亚洲货币一体化发展到一定阶段后,必然限制一定的国家,可能有碍人民币真正成为一个国际货币。所以,密切关注亚洲货币合作的进程,对国家的政策制定意义重大。

参考文献:

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[5] Henning,C.Randall,(2009),“The Future of the Chiang Mai Initiative:An Asian Monetary Fund?”,Policy Brief Number PB09-5,Peterson Institute for International Economics, February 2009.

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[9] Ogawa Eiji and Taiyo Yoshimi,(2007),”Exchange Rate Regimes in East Asia-Recent Trends”,2007

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[12] Kalemli-Ozcan,Sebnem; Sorensen,Bent E.and Yosha,Oved,(2003),“Risk Sharing and Industrial Specialization ;Regional and International Evidence.” ,American Economic Review, 2003

[13] 李晓,丁一兵.全球金融动荡环境下的东亚金融合作:政策选择与建议[J].国际经济评论,2008(11-12)

[14] 高海红.中国在亚洲区域金融合作中的作用[J].国际经济评论,2009(5-6)

[15] 高海红(2008a).当前全球美元本位:问题及东亚区域解决方案[J].世界经济与政治,2008(1)

[16] 高海红(2008b).金融全球化与国际金融体系:对东亚的挑战[J].当代亚太,2008(2)

[17] 高海红,最优货币区:对东亚国家的经验研究[J].世界经济,2007(6)

[18] 吴晓灵.东亚金融合作:成因、进展及发展方向[J].国际金融研究,2007(8)

第7篇：货币危机论文范文

货币数量论的发展经历了从简单的纯文字描述到各种复杂的数学表述，但从内容上看，各种形式的货币数量论都把货币当作只是方便商品交易的工具，供应量变化将最终完全体现在商品价格水平的变化上，货币数量对经济总产出没有任何影响，货币是中性的。在货币数量论的早期发展阶段，古典经济学家一般从货币变化引起价格变动的角度来理解货币数量论，他们认为流通中货币的价值与流通中商品的价值相等，货币变化的效应最终将会全部被价格所吸收。但是一些经济学者也强调，在货币供给发生变化后，这部分变化的货币并不是马上就被价格完全吸引，有一部分货币会被产出吸收，从而会短暂地影响产出与就业，休谟（1752）就敏锐地觉察到了这一点，他写到：“当任何数量的货币投入到一国流通时，它并不是首先分发到很多人的手上，而是限制在国库中的几个人手中，这些人立刻便会使用它去牟求利益。因此他们可以雇佣比以前更多的工人，工人拿着自己的钱到市场上去，发现市场上所有东西的价格都保持不变，而他们却拥有更多的钱去购买更多更好的物品。而农民和花匠发现他们的物品被很快地销购一空，于是他们便迅速地提高商品的价格。通过了解货币在整个国家内的变化轨迹我们可以发现，当更多货币在国内发行流通时，它首先会使人们变得更勤奋，然后使得工资增加。”④在货币数量论发展到后期时，以上货币短期非中性效应也被彻底掩盖了。庇古把货币数量论改造成货币需求函数，在其表述的函数形式中，他把总产出当成自变量，货币数量当成因变量，其含义是自变量总产出决定了整个社会的货币需求量，且总产出越大，需要的货币量越多；总产出越小，需要的货币量越少。总产出是因，货币数量是果，根本就不存在任何货币影响产出的可能。

古典经济学家用一般均衡理论说明实体经济的运行，瓦尔拉斯(Walras，1877)在《纯粹政治经济学纲要》一文中运用数学方式对一般均衡理论进行了颇具影响力的证明。瓦尔拉斯首先考虑了一个不存在货币的以物易物经济体，然后再把货币当成一种特殊的商品引入到这个经济体系，考察货币对整个体系的影响。通过证明得出如下结论：“每种商品的供求关系是由其相对价格决定的，货币的引入并不能影响所有商品间的相对价格体系，因此货币是中性的。”⑤其证明方法可简述为：1．假设条件假设存在一个瓦尔拉斯式的拍卖人，他以市场协调者的身份找出每一种商品相对于另一种商品的相对价格，并且这些相对价格能够使所有市场同时出清。2．没有货币存在的易货经济假定市场上有n-1种商品，分别被标记为商品x1,x2,x3,…,xn-1，将所有商品的和表示为Si，它表示第i个市场上的供给量。对商品x1,x2,x3,…,xn-1的需求表示为Di，它是商品相对价格和初始禀赋收入的函数，由于不存在货币，价格采用两种商品相对价格来表示，某一商品的需求函数表示为基于一种基准商品的相对价格的函数。其形式如下：Di=f(p2/p1,p3/p1,…,pn-1/p1,n-1i=1Σ(pi/p1)Si)(1)根据上述提到的供求关系，超额需求可以表示为：EDi=Di-Si(2)为了使单个商品市场达到均衡，拍卖人可以通过对单一商品的超额需求来调整报价。当超额需求为正时，提示拍卖人应提高商品的相对价格，而超额需求为负时则说明应降低价格，直到所有市场达到均衡，用方程表示就是：n-1i=1ΣpiSi=n-1i=1ΣpiDi(3)3.考虑存在货币时的商品经济把货币作为第N种商品纳入上述实物经济模型，与实物经济相比，市场发生了如下变化：第一，相对价格以货币单位表示；第二，商品都需要以货币为中介来进行交易；第三，货币购买力可以从一个交易日保持到下一个交易日，这就可以使人们推迟购买。此时，每一种超额需求都是相对（货币）价格的函数，形式如下：EDi=f(p1/pn,p2/pn,…,pn-1/pn,n-1i=1Σ(pi/pn)Si)-S1(4)ED2=f(p1/pn,p2/pn,…,pn-1/pn,n-1i=1Σ(pi/pn)Si)S2(5)EDn=f(p1/pn,p2/pn,…,pn-1/pn,n-1i=1Σ(pi/pn)Si)Sn(6)在上述瓦尔拉斯方程体系中，假定每个方程组都满足齐次性假设，这样，虽然货币的价格进入了超额需求方程组，但它是所有相对价格的分母，因此，当绝对价格发生变化时，货币不能改变商品间的相对价格，因此货币的存在即不会影响每一个商品的产出，也不会影响一般均衡的存在，货币完全是中性的。

古典经济学家之所以达成货币中性的共识，在于把经济体系划分为实体经济与货币经济两个体系。这种“两分法”在当今复杂的经济环境下仍旧值得我们借鉴与学习，在过去的近二十年，世界经济相继发生亚洲金融危机、美国次贷危机、以及当前仍然没有得到根治的欧债危机，在许多经济学家看来，这三次危机都是过度的金融投机导致的结果，从而研究金融活动与经济危机的联系，忽视了金融背后的货币因素，也没有提出货币影响经济的基本框架，相反，在古典经济学的理论体系里，却很完整地展现出了这种框架，现代经济学家完全可以借用古典经济学的“二分法”对上述危机进行深入的分析，更有利于发掘出这些危机的本质原因。

本文作者：甘小军王翚玄立平工作单位：海南师范大学

第8篇：货币危机论文范文

关键词：资本账户开放度；外汇市场压力指数；货币危机

中图分类号：F8309文献标识码：A文章编号：1000176X（2007）07005307

随着全球经济的一体化，贸易自由化带来经常账户开放，使得资本账户开放成为开放经济体的必然选择。虽然对于资本账户开放能否最终促进经济增长，理论界还存在着众多争议，但是资本账户开放的确在资本流动、资源配置等方面发挥了积极作用。与此同时，资本账户开放也带来了一定的风险，如何在规避风险的同时，实现资本账户的有效开放，就成为学者和政策制定者普遍关注的问题。对于处在经济转型期的发展中国家来讲，研究采用何种形式开放本国的资本账户，更具有理论和现实的双重意义。本文试图从亚洲货币危机的视角，选取1985―1999年期间泰国、马来西亚、印度、韩国、印度尼西亚和菲律宾六国的季度数据，运用面板数据的方法进行实证分析，研究资本账户开放程度与货币危机之间的内在联系，以及不同国家之间经济基础条件的差异对这种内在联系的影响。

一、资本账户开放、资本流动与货币危机

1货币危机及其指标体系

对于如何衡量和预警货币危机，许多学者从不同的角度运用不同的研究方法，提出了一系列指标。关于货币危机指标的实证研究，可以分为两大类：一类关注单个国家危机期间的指标变化，另一类同时关注多个国家的指标变化。

大部分对单个国家的研究是为了解释特定国家货币危机的成因。这些研究包括Blanco和Garber对1976―1982年墨西哥危机的研究［1］；Cumby和VanWijnbergen对阿根廷危机的研究［2］；Goldberg对80年代墨西哥危机的研究［3］；Pazarasioglu和Otker对1994―1997年墨西哥危机的研究等等。［4］这些研究通常都以国内宏观经济指标来解释货币危机，如低的外汇储备、扩张性的财政和货币政策以及较高的利差等。

对多国货币危机的研究运用了不同国家的不同信息。例如，Edwards（1989）运用1962―1982年间17个发展中国家作为样本，研究发现实际汇率升值和较弱的外国资产增加了危机发生的可能性；Frankel和Rose（1996）运用1971―1992年间105个发展中国家的面板数据进行研究，发现较低的外国直接投资水平、较低的外汇储备、高的国内增长率、高的国外利率以及实际汇率的高估增加了货币危机爆发的几率；Sachs等（1995）检验了1994―1995年间20个新兴经济体，发现M2/外汇储备、实际汇率的升值、私人部门银行信用的扩张对货币危机有显著的影响。下面简要介绍几种比较有影响的货币危机预警指标体系。

刘遵义（1995）以墨西哥为参照国，观察了1985―1995年东亚9个经济体的经济发展和金融情况，分析该地区发生货币危机的可能性。在他的主观概率法中，选用了10项经济和金融指标：实际汇率、实际GDP增长率、相对通货膨胀率、国际国内利率差、国际国内利率差变化、实际利率、国内储蓄率、国际贸易平衡、经常账户平衡以及外国证券投资和外国直接投资的比例。

Sachs，Tornell和Velasco（1995）利用20个新兴市场经济体的横截面数据，运用线形回归法建立了考察货币危机的STV横截面回归模型。在该模型中，货币危机指数被定义为储备减少的百分比与汇率贬值百分比的加权和。

Frankel和Rose（1996）在假设金融事件是离散且有限的前提下，提出了投机性冲击引发的货币危机是有多个因素综合引起的FR概率模型。在该模型中，10多个变量都得到考察，其中包括国内信贷增长率、政府预算/GDP、国际储备/进口、GDP增长率、经常账户/GDP、实际汇率高估程度等。

Kaminsky，Lizondo和Reinhart（1997）对货币危机的理论进行了全面的回顾，建立了预警货币危机的KLR信号法，成为当今预测货币危机最受重视的理论。其核心思想是：选择一系列指标并根据其历史数据确定其阀值（使干扰信号比率最小化的取值），当某个指标的阀值在某个时点或某段时间被突破，就意味着该指标发出了一个危机信号，危机信号越多，表示某一个国家在未来24个月内爆发危机的几率越大。具体指标包括：国际储备、进口、出口、贸易条件、实际汇率对一般趋势的偏离、国际国内实际存款利率差、过剩的实际M1差额、M2乘数、国内信贷对GDP的比率、实际存款利率、名义借款利率和存款利率之比、商业银行存款、广义货币与国际储备的比率、产出指数和股票指数等15个指标。

付江涛和王方华（2004）在国外研究的基础上，本着全面性、针对性、优越性、互补性和操作性的原则，构建了一套货币危机预警指标体系，并对东南亚和墨西哥货币危机进行了实证分析。这些指标包括：经常账户/GDP、短期外债/外债、外债/GDP、短期外债/外汇储备、相对通货膨胀率、资本充足率、不良贷款/总贷款、国内信贷增长率/GDP、国际国内利率差、实际汇率上升率。

随着研究的深入，衡量和预警货币危机的指标越来越多，体系也越来越庞大，无疑增加了测度和预警货币危机的难度，但是无论是哪种方法，都非常重视汇率和外汇储备的变动情况，因此，我们可以将汇率变动率和外汇储备变动率看作衡量和预警货币危机最重要的指标。

2资本账户开放、资本流动与货币危机

进入20世纪90年代以来，新兴市场发生了多次货币危机。1994年的墨西哥危机，1997年的亚洲危机，1998年的俄罗斯危机，1999年的巴西危机。与这些危机相伴的是新兴市场的资本账户开放和国际资本流动的加剧。对于90年代以来货币危机频繁发生的原因，有很多不同的解释，其中，以资本账户开放为特征的金融自由化及其进程中的资本流动的理论备受瞩目。

世界银行（1997）以及Calvo提出了资本流动导致货币危机的模型。这些模型分析了大规模资本流动对一国宏观经济状况、银行业的影响，指出大规模的资本流动使得经济稳定性变弱，出现经济过热、实际汇率升值、经常账户恶化、资产泡沫化等问题，导致银行业过度贷款，不良贷款比例增加，在外部投机冲击作用下，容易引发货币危机。［5］Stiglitz也认为，发展中国家资本流动的增加，也增加了发生危机的可能性。［6］

Mckinnon认为，亚洲危机中所体现的道德风险在很大程度上来源于对国际收支中资本账户缺乏管制。［7］而且，受部分金融自由化以及隐含的汇率稳定保证的驱使，大量资本流向亚洲，加剧了流动性风险、市场风险和信用风险。［8］

Mishkin从信息不对称的角度探讨了资本流动与货币危机的问题：由于政府对银行机构的监管不力，导致资本过度流入，造成借贷高潮，而借贷高潮恰恰是危机的前兆。［9］

姜波克在讨论人民币自由兑换时提出，如果资本账户结构中短期资本的数额很大，当基本因素或预期因素发生大的变化引起短期资本大量流出时，一国的国际收支就会变得不可维持，在固定汇率制度下，这种不可维持性会直接表现为货币危机。［10］

Sarno和Taylor运用时间序列的研究方法，得出亚洲货币危机是由强大的资金流入所造成的资产价格膨胀引起的，并且被道德风险、资产价格紧缩和实际资本外逃所加强和放大的结论。［11］

由此可见，大量的理论和经验研究表明，大规模的资本流动与90年代以来的货币危机之间有着紧密的联系。本文正是以此为理论基础，选取亚洲六国1985―1999年的季度数据，运用面板数据的方法，研究资本账户开放度与货币危机之间的关系，以及不同国家之间经济基础条件的差异对这种内在联系的影响。

二、指标选择

1外汇市场压力指数

Girton和Roper提出了外汇市场压力的概念，将其定义为外汇市场对本国货币的超额需求，这种超额需求迫使汇率和外汇储备做出调整，只有通过汇率的价格调整，或者外汇储备的数量调整，才能消除外汇市场中的超额需求。［12］

Eichengreen，Andrew和Wyplos在Girton和Roper研究的基础上，认为国内国际的利差会导致国际投机资本的流动，进而影响各国汇率变动。因此，他们将利率视为内生变量，将外汇市场压力指数看作汇率变动、外汇储备变动和利率变动的加权平均，作为衡量货币危机的指标。［13］

Sachs等认为，许多发展中国家利率资料不完整，所以将其纳入外汇市场压力指标无法适用，因此，他们将外汇市场压力指数修改为汇率变动与外汇储备变动之和，以样本期间的汇率变动与外汇储备变动值的标准差为倒数，避免短期汇率和外汇储备变动过于激烈，从而避免极端值影响实证结果。［14］Kaminsky，Lizondo和Reinhart认为许多发展中国家的利率水平受到政府干预，而不由市场所决定，因此应该用汇率变动率和外汇储备变动率作为衡量外汇市场压力的指标，权数是两个变量的标准差的倒数。［15］Giancarlo，Pesenti和Roubini也认为不应该将利率纳入外汇市场压力指标之内，因为当一国因货币危机而遭受攻击时，该国会立刻面临货币贬值和外汇储备减少的问题，但是利率上升导致外汇储备减少和货币贬值，这两者之间相关性很大，在一个模型中不需要有两个相关性很高的变量。［16］

Kaminsky等用外汇市场压力指数来对货币危机进行事后确认，EMPI是汇率变动率与外汇储备变动率的加权平均，EMPI随着货币的贬值和外汇储备的损失而增加，EMPI的大幅增加反映了本币的强大卖出压力，当EMPI高于平均值的三个标准差时，就认为处于货币危机时期。［15］

本文的研究就是选取外汇市场压力指数作为衡量和测度货币的指标，具体如下：

其中，EMPI表示外汇市场压力指数；ΔE表示汇率的变动率；ΔR表示外汇储备的变动率；σE表示样本期间汇率变动率的标准差；σR表示样本期间外汇储备变动率的标准差。这里的汇率用本币/美元表示，当本币贬值时ΔE为正值，而外汇储备减少时ΔR为负值，所以此处用“-”表示ΔE与的ΔR加权和，共同构造外汇市场压力指数。

2资本账户开放度

资本账户开放度的测算，是指通过构建一套有效的指标体系对某一国家在一定时期资本账户开放状况的综合估计。如何测算一国资本账户开放的程度，学术界有不同的算法，归纳起来主要有两大类：一类是约束式测度方法，另一类是开放式测度方法。考虑到数据获得的难易程度，以及本文的研究重点是资本账户开放所引起的资本流动规模对货币危机的影响，所以选取了作为开放式测度方法之一的Volume法作为测度资本账户开放度的方法，具体为：

其中，OPENt表示第t期的资本账户开放度；FDIt表示第t期的直接投资的发生额；FPIt表示第t期的证券投资的发生额；GDPt表示第t期的国民生产总值。

3其他指标

资本账户开放度和外汇市场压力指数这两个指标的确定，可以用来分析资本账户开放所引起的资本流动规模对货币危机的影响程度。为了进一步分析这种影响在不同国家之间的差异，本文还选取了其他一些指标，用来说明一国经济基础条件的差异是如何影响资本账户开放与货币危机之间的关系的。

（1）经常账户余额/GDP（CA）。本文采用样本期间一国经常账户余额占GDP比重的季度数据来反映该国经济的外部均衡状况。一国外部均衡的目标是国际收支平衡，尤其是经常账户的平衡，因此，用该指标可以比较有效地衡量一国的外部均衡状况。

（2）国际国内利率差（RD）。本文选用样本期间一国每季度末国际国内的利率差，用来反映该国金融改革的深化程度，随着金融改革和利率市场化的进行，国际国内的利率差应该呈不断缩小的态势。本文所采用的国际利率为3个月期限的美元市场利率，国内利率为3个月期限的本币市场利率。

（3）通货膨胀率（CPI）。本文选择通货膨胀率指标用来衡量一国经济的内部均衡状况。一国实现内部均衡的目标是币值稳定，以及保持经济增长，若一国存在高的通货膨胀率，意味着该国的内部经济情况不容乐观，反之，则表示该国的内部经济情况较好。因此，通货膨胀率指标可以较好地衡量一国内部均衡的状况。文中的通货膨胀率用样本期间一国季度末的消费价格指数（CPI）表示。

（4）数据来源与转换。本文所采用的数据除3个月期限的美元市场利率外，均来自于国际货币基金组织（IMF）的国际金融统计数据库（InternationalFinancialStatistics，IFS）。1985年的3个月期限的美元利率季度数据来自美联储网站，1986―1999年的3个月期限的美元利率季度数据来自英国银行家协会（BritishBankersAssociation，BBA）公布的LIBOR利率。

本文的研究对象均为发展中国家，由于数据来源有限，少部分季度数据未能获得，只获得了年度数据。为了将这些年度数据转化为季度数据，本文根据沈中华、李纪珠和李建兴提出的模糊距离权数法（fuzzydistanceweightingmethod）［17］来推算估计季度数据，其主要转换原则为：以最接近的两个年度数据来推算欲计算的季度数据；以加权平均直线距离模糊归属函数（hamminglinearfizzymembershipfunction）来决定权数，即时间距离较近的给予较大的权数，但权数和为1；由于是从年度数据推算季度数据，故所推算的数据需除以4。计算公式如下：

三、模型设定、检验与实证分析

1模型设定与检验

本文采用面板数据的方法，以外汇市场压力指数为被解释变量，以资本账户开放度、经常账户余额/GDP、国际国内利率差、通货膨胀率为解释变量，建立模型，考察样本期间各国资本账户开放对货币危机的影响，以及各国不同的经济基础条件下这种影响是如何变化的。

面板数据模型的基本形式为：

其中，N表示个体截面成员的个数；T表示每个截面成员的观测时期总数；参数αit表示模型的常数项；参数 表示对应于解释变量向量 的系数向量；随机误差项 相互独立，且满足零均值、等方差为σ2u的假设。

建立面板数据模型的第一步就是检验被解释变量yit的参数αi和βi是否对所有个体样本点和时间都是常数，即检验样本数据究竟符合哪种面板数据模型形式，从而避免模型设定的偏差，改进参数估计的有效性。经常使用的检验是协方差检验，主要检验如下两个假设：

如果接受假设H2，则可以认为样本数据符合不变系数模型，无需进行进一步的检验；如果拒绝假设H2，则需要检验假设H1。如果拒绝假设H1，则认为样本数据符合变系数模型，反之，则认为样本数据符合变截距模型。

经计算，本文采用的样本数据在两个假设条件下的F统计量分别为：

查F分布表，在给定5%的显著性水平下，得到相应的临界值为：

由于F2>153，所以拒绝H2；又由于F1

其中，α为样本国家发生货币危机的平均水平；α*i为i国发生货币危机的自发水平对平均水平的偏离，用来反映各国之间发生货币危机的差异；γt反映时期影响的时期个体恒量，反映资本账户开放程度的时期变化带来的发生货币危机的水平变化。模型（1）用来考察资本账户开放对货币危机的影响，模型（2）用来考察在考虑一国经济基础条件之后，这种影响会发生何种变化。

2实证分析

由于各国发生货币危机在结构上存在一定程度的差异，所以使用GLS法（crosssectionweights）对模型进行估

由估计结果可以看出，资本账户开放度与外汇压力指数呈正相关关系，在一定条件下，资本账户开放度每增加一个单位，发生货币危机的概率就增加009。图1给出了各国在样本期间资本账户开放度与外汇市场压力指数的关系，可以看出，从总体趋势来看，大部分国家在样本期间随着资本账户开放度的提高，外汇市场压力指数也随之提高，表明发生货币危机的可能性越大，这在1997年爆发亚洲货币危机前后表现的尤为明显。

其中，反映样本期间各时期资本账户开放对货币危机影响程度的的估计结果由表1给出。

从表1的结果可以看出，在样本期间，资本账户开放引发货币危机平均水平最高的时期是1997年第4季度，其次是1997年第3季度，而平均水平最低的时期是1985年第2季度，其次是1985年第3季度。这与图1的显示结果基本吻合，样本国家在1985年前后刚刚开始资本账户开放的进程，那时候各国爆发货币危机的几率也是最低的，随着资本账户开放程度的不断提高，引发货币危机的可能也越来越大，到1997年，各国资本账户开放程度达到最高，货币危机的压力也相应最大，这时从泰国开始的货币危机蔓延到其他国家，危机之后，各国资本账户的开放程度有所下降，相应地发生货币危机的几率也随之下降。

下面再来考察资本账户开放对货币危机的影响在国家之间的差异，本文分别对模型（1）和模型（2）进行估计，通过对比分析各国经济基础条件的不同是如何影响资本账户开放对货币危机的作用的。估计结果如表2所示：

从表2的估计结果可以看出，在模型（1）中，发生货币危机的自发水平最高的是印度和泰国，其次是印度尼西亚，自发水平最低的是马来西亚，其次是菲律宾和韩国。在考虑经济内外部均衡情况和国内金融基础条件后，从模型（2）的估计结果看到，泰国和马来西亚发生货币危机的自发水平明显提高，菲律宾略有提高，印度没有变化，印度尼西亚的情况略有好转，而韩国发生货币危机的自发水平大大降低，这充分说明在不同的经济基础条件的影响下，各国资本账户开放对货币危机的影响是不同的，也就是说，具有稳固的经济基础条件，实现内外部均衡，并且具备健康有效的金融体系的国家，可以大大避免因资本账户开放引发货币危机的可能，这可以从图2、图3和图4给出的样本国家经济基础条件的对比中反映出来。

从图2、图3和图4给出的样本国家经济基础条件的对比可以看出，韩国的经济基础条件要好于其他国家，这样就有效地缓解了由于资本账户开放对货币危机产生的压力，而经济基础条件欠佳的泰国和马来西亚，则放大了资本账户开放引发货币危机的几率。这与亚洲货币危机的实际情况基本符合，在1997年爆发的亚洲货币危机当中，受影响最大的就是泰国，而韩国相对遭受的影响则比较小。在考察的样本国家中，印度是一个例外，90年代初印度的资本账户开放的程度非常低，但其外汇市场压力指数经历了几次大的动荡，这应该是其他因素影响的原因，随后随着印度资本账户开放的程度提高，其外汇市场压力指数也随之升高，但在亚洲货币危机当中，由于印度的经济基础条件较好，而且非常注重资本账户开放前提条件的建设以及资本账户的有序开放，因此没有受到什么大的影响。

正如前文提到的一样，货币危机的衡量有着十分庞大的指标体系，本文所采用的外汇压力指数只是一个简化了的衡量货币危机的指标，另外，对于各国经济基础条件的考察，本文也是选择了一些重要的指标加以量化，这其中也存在有些数据获得比较困难的原因，因此在实践当中，还要有许多其他因素需要考虑。即便如此，本文通过对几个代表性指标的模型分析，可以看出：发展中国家的资本账户开放在一定程度上会带来发生货币危机的可能性，这种可能性的大小与各国实行资本账户开放时的经济基础条件有关，良好的经济基础可以有效地避免和化解发生货币危机的可能，反之，则会扩大资本账户开放引发货币危机的几率。

四、结论

通过以上对泰国、马来西亚、印度、韩国、印度尼西亚和菲律宾6个发展中国家的实证分析可以看出，随着资本账户开放程度的提高，资本流动的规模不断扩大，会对外汇市场产生越来越大的压力，有可能引发货币危机，尤其是在一国的经济基础条件不稳固的情况下，资本账户开放引发货币危机的可能会被放大。那是不是为了避免货币危机，要实行资本管制呢？Friedman认为，实行资本管制可能是最坏的选择，因为新兴经济体需要利用外部资本来发展经济。Mishkin也认为，如果用传统的、以外汇控制的方式实现资本控制，会阻止生产性投资资金流动，将会造成实际扭曲和资源的不适当配置，而且在当前贸易自由化和金融工具很容易绕过资本控制的大环境下，能否奏效还值得商榷。［9］

另一方面，资本账户开放对货币危机的影响，因国而异，在考察的样本国家中，如果一国的内部和外部经济状况比较好，而且有着比较健康有效的金融体系，资本账户开放诱发货币危机的可能性会大大降低。因此，要取得资本账户开放带来的收益，就需要在开放之初，具备良好的内外部条件，并且深化国内的金融改革，否则，会扩大资本账户开放诱发货币危机的可能。其中，最重要的是具备高效率的金融体系，应当通过改进银行规制和监管来使资本流入不产生借贷高潮和银行机构的过度风险，这可以集中治理金融脆弱性的本源，可以提高金融体系的效率。［9］

由此可见，对中国这样的发展中国家来讲，资本账户开放不是一蹴而就的，需要具备一系列的前提条件。高海红提出，可持续的和可带来收益的资本账户开放，需要有一些必要的前提，在缺乏相应的前提条件下，以激进的方式实现资本账户开放是导致危机的直接原因。李剑峰和蓝发钦通过对一些国家的比较研究也发现，资本账户开放要配以更有力的国内政策和金融体系、汇率与宏观政策的协调，才能取得预期的效果。参考文献：

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第9篇：货币危机论文范文

关键词：汇率制度；通货膨胀；经济增长；金融体系

中图分类号：F830.7

文献标识码：A

文章编号：1003-9031(2007)01-0008-06

一､引言

汇率制度选择一直是国际金融领域最具争议的研究课题之一。西方学者对汇率制度选择的论争始自20世纪中期，以Kindleberger为代表的一批学者极力推崇固定汇率制，认为浮动汇率容易造成汇率的不稳定，而以Friedman(1953)为代表的另一批学者则极力主张浮动汇率制，认为即使汇率不稳定，也主要在于主导国际贸易的经济基础不稳定，而固定汇率虽然名义上稳定，但它也可能使经济中其他因素的不稳定性变得持久和强化。[1]Mundell(1961)跳出固定与浮动孰优孰劣的巢臼，提出“最优通货区”(Optimal currency areas)理论。[2]1973年McKinnon & Shaw分别提出“金融抑制论(Financial repression)和金融深化论(Financial deepening)”，自此经济学家开始关注发展中国家汇率制度的选择，提出了“经济论”和“依附论”。20世纪90年代以后，不仅转轨型国家经济制度､产权制度的变革引致汇率制度的变迁与选择，而且新兴经济体的货币危机､欧元诞生等更使汇率制度选择再度成为研究的热点。在围绕汇率制度选择的争论中，逐渐形成了几个有代表性的假说：原罪论､害怕浮动论､两极论､中间制度消失论和退出战略。本文在对上述汇率制度选择假说进行梳理基础上，通过对其经济绩效进行比较，研究是否存在一种汇率制度，其经济绩效要明显优于其它汇率安排。

二､汇率制度选择：几个争议性假说

(一)原罪论(Doctrine of the original sin)

在“原罪论”的假说中，原罪是指一国货币不能用于国际借贷(外国银行或其他机构不能用该货币提供贷款)，甚至在本国市场上也不能用本币进行长期借贷(Hausmann，Panizza & Stein，2000；Eichengreen & Hausmann，1999)。[3]于是，本国企业或政府在用外币进行借贷或投资时，就会面临一种“魔鬼的选择”：要么借外币美元而招致货币错配，要么用短期贷款来做长期用途而出现期限错配。原因不仅在于该国货币的不可兑换，而且更是由于该国金融市场发展不完全，因为即便该国货币可兑换(currency convertible)，但若企业不能在国内市场上获得长期贷款，仍有可能借外币来用于国内项目。

这种“原罪”的直接后果是，一国金融变得非常脆弱(financial fragility)，若企业借外币用于国内业务而出现货币错配当本币贬值时，就会有借款的本币成本上升，容易陷入财务困境直至破产。如果因借本币出现期限错配的情形当利率上升时，其借款成本也会大增。因此，汇率或利率稍有波动，便会有一批企业应声倒地，进而银行也被拖入。原罪的存在导致理性的政府和企业都不愿汇率变动，更不愿本币贬值，博弈的结果使得汇率软钉住直至固定钉住。一旦形成软钉住或固定钉住，政府在汇率政策上便会陷入两难境地(dilemma)。面对外来的投机冲击，政府既不能通过货币贬值来缓解压力，也不能通过提高利率来保卫本币，正是原罪的存在，使得它们无论选择何种汇率制度都会有问题。

至于“原罪论”的政策建议，张志超(2002)认为，对于发展中国家而言，应当干脆没有汇率，方法是放弃本国货币而采用某种国际货币，实行美元化或某种类似于欧元的制度。[4]相反，沈国兵(2003)认为，这种汇率制度选择方案至多对于一些小型开放经济可能是适合的。因为“原罪论”是以金融市场不完全为前提基础的，发达市场经济的金融市场相对完全，而封闭经济不存在汇率和利率的传导机制，因此，依据该假说得出的结论对于这两类经济是无法成立的。[5]笔者较为倾向于后者的观点，因为仅就目前全球美元本位自身面临的诸多困境，以及亚洲一些国家试图模仿欧元建立所谓“亚元”区，在政治､经济､历史与文化习俗等方面难以逾越的鸿沟，“原罪论”就至多只是对现实世界提供了一种局部解释。

(二)害怕浮动论(Fear of floating)

在“原罪论”兴起的同时由Calvo & Reinhart(2000)提出了“害怕浮动论”，即一些归类为实行弹性汇率制的国家，将其汇率维持在对某一货币(通常为美元)的一个狭小幅度内，这在某种程度上就反映了这些国家对大规模的汇率波动存在一种长期的害怕。“害怕论”可主要归纳为(Reinhart，2000)：(1)那些声称允许其货币自由浮动的国家，实际上其货币大部分并未能真正浮动，因为同那些的确实行了浮动汇率制的国家，如美国､澳大利亚和日本相比较这些国家实际观察到的汇率变动率相当低 ，但这种低波动率的名义汇率并不是因为这些经济体未受到实际或名义的冲击，相反，这些国家在贸易条件等方面受到的冲击更大而且更经常；(2)这些国家相对较低的汇率变动率是稳定汇率的政策行为有意识造成的结果；(3)这些国家的名义和实际利率变动率明显高于真正实行浮动汇率的国家，这表明它们不但在外汇市场进行干预，而且也利用利率变动来进行干预；(4)那些按IMF分类属于管理浮动制的国家大多类似于一种不具公信力的钉住汇率制，因此，所谓“固定汇率制消亡”的说法是一种迷思(myth)，相反，害怕浮动的现象非常普遍深入，甚至在一部分发达国家中也存在。正是基于上述原因，许多声称实行浮动汇率制的国家，其实采用的是软钉住，具体包括可调整的钉住(adjustable pegs)､爬行钉住(crawling pegs)和汇率目标区(exchange rate target band)。基于此，在学术界自然就引出了“两极论”与“中间制度消亡论”之争。[6]

(三)两极论与中间制度消亡论(Bipolar view & Hypothesis of the vanishing intermediate regime)

20世纪90年代货币危机在经济发展表现良好的新兴市场国家的爆发，引发经济学家从不同角度对危机原因进行检讨。其中，对国际资本高度流动条件下新兴市场国家汇率制度的讨论显得十分激烈，并出现了关于新兴市场国家汇率制度的所谓“新共识”(new consensus)。

Obstfeld & Rogoff(1995)和Summers(2000)都认为，从长期来看，唯一可以维持的汇率制度是自由浮动制和具有“强”承诺机制的固定汇率制，介于两者之间的所谓“中间”汇率制是不可维持的它正在消失或应当消失。显然，“新共识”从汇率制度可维持性的视角出发，认为汇率制度选择问题的最优解是“两极”，即自由浮动汇率制或“硬”固定汇率制。因为一个较为直观的现象是，20世纪90年代感染金融危机多为“中间”汇率制国家，“两极”汇率制国家大多有效防止了金融危机。[7][8]同时，Frankel，Schmukler & Serven(2000)也用可验证性(verifiability)为“中间制度消亡论”提供了理论基础，他们认为，如果能够证实自身所处汇率制度与政府宣布的汇率制度一致，将有助于提高政府的公信力进而提高投资者的信心。[9]此外，Fischer(2001)通过分析过去十年的汇率制度分布也得出“中间汇率制度的空洞化趋势对于所有国家都是真实的”的结论。[10]

但与此截然不同的是，Masson(2000)运用马尔柯夫链(Markov chains)和变迁矩阵(transition matrices)作为分析工具，引用两种汇率制度分类数据检验“两极论”与“中间制度消亡论”。结果发现“中间制度消亡论”被选取的样本数据否决，中间汇率制度将继续构成未来实际汇率制度选择的重要组成部分。[11]Bénassy-Qéuré & Coeuré(2000)通过分析认为，国际货币体系并没有转向总体浮动汇率制度，它仍旧是多种汇率制度相互并存，甚至在遭受亚洲货币危机较大的冲击后仍是如此。[12]截至2001年底，在IMF的185个成员国(地区)中，从各种汇率制度国家(地区)在IMF的所占比例看，主要有四大类：放弃独立法定货币(含欧元区12国)､固定钉住制､管理浮动制和独立浮动制(如表1所示)。

(四)退出战略(Exit strategy)

亚洲金融危机之后，一国如何从现行汇率制度退出，进而采用另一种更为合适的汇率制度已成为当前国际汇率制度研究中的热点。事实上，Klei & Marion(1994)认为，即便没有货币危机的冲击，除非洲一些法郎区的国家外，大部分国家钉住某一货币的时间都很短。从1957年到1990年，在拉美和加勒比国家的87项钉住案例中，钉住的平均时间只有10个月。其中1/3的钉住在第7个月就被放弃，有1/2以上的钉住在头年年底放弃。因此，从钉住的固定汇率制中退出实际是相当频繁的事件。[13]在退出的时机上，Edwards(2000)认为，对于采用钉住汇率制度的国家，最佳的退出战略是估计钉住汇率的边际受益等于其边际成本的时间并在该时点上退出。[14]至于在何种条件､如何退出和退往何处的问题上，Eichengreen(1998)认为，对大部分新兴经济体来说，较高的汇率弹性是有利的，当有大规模资本内流时放弃钉住汇率，这时的退出战略的成功可能性较大，在试图退出钉住汇率前，有关国家需改善和加强其财政和货币政策。由于大部分的退出钉住都发生在危机时期，因此，有关政府当局应设计一些政策以防止“过度贬值” 。此外，发展中国家退出固定汇率制通常发生在拖延了很长时间之后，此时问题较多，货币处于严重压力之下，而且退出又往往是非自愿的，在投机冲击下被迫进行。因此，这样的退出通常就伴随着严重的经济后果，并且货币当局的公信力也受到很大损害。当决定退出时若这种退出发生在外汇市场平静和汇率升值时，可采取缓慢的步骤，逐渐推进到新的较有弹性的汇率制度。若在压力或危机下被迫退出，则一般无法缓慢退出，因而需迅速行动。政府应迅速采取一些政策以防止“过度贬值”，基本方法是采用一个加强货币政策和财政政策的综合计划并宣布执行一系列的经济改革。在新的汇率制度下，政府应采取有关措施，使公众对其政策目标有合理的预期，能够了解政府对汇率水平的承诺程度和关心程度，这样其汇率制度才能有公信力。至于一国从钉住汇率制退出之后采用何种制度，则应根据本国情况而定。[15]

三､汇率制度选择与经济绩效

汇率制度对现实经济有没有影响?不同的汇率制度对经济绩效的影响是不是有不同?究竟有没有一种汇率制度的表现要优于其他的制度?这就是汇率制度和经济绩效所要研究的问题。关于汇率制度与经济绩效关系的研究，已经积累了大量的文献。传统的研究主要集中于汇率制度与通货膨胀､汇率制度与经济增长两项指标。新近的研究将研究领域扩展到了汇率制度与金融体系的关系上(张志超，2002)。[16]

(一)汇率制度选择与通货膨胀

在汇率安排能否抑制通货膨胀以及何种汇率安排具有较优的反通胀绩效问题上，理论界存在分歧。通常固定汇率与低通胀率之间主要是基于相信钉住汇率对货币当局的承诺机制起作用，因为扩张性货币政策在长期内是与固定汇率不相一致的，若不遵从承诺机制，政府当局则要承担政治成本。于是，政府通过货币总量进行控制，可信钉住对通胀预期的潜在影响能够稳定货币速率，降低价格对暂时性货币扩张的敏感性。由此，固定汇率制度通过预期影响货币与价格之间关系，特别是在美元指数化情况下，可信钉住通过对贬值预期施加限制有助于降低通胀惯性。

Bordo & Schwartz(1996)在分析1880-1990汇率制度的演变后得出，与两次世界大战期间多变的汇率制度时期以及1973年后的混合汇率制度时期相比，金本位制和布雷顿森林体系时期的通货膨胀有更明显的收敛趋势。Wolf(2001)通过研究1970-1999年法定分类和实际分类汇率制度下汇率制度与通胀之间的关系，发现在法定分类下，钉住汇率显示出最低的通胀和货币增长率，与浮动汇率相差3.5%，但汇率固定与通胀之间的关系不是线性的，中间汇率制度显示出最高的通胀和货币增长率。在实际分类下，浮动汇率与固定汇率之间的通胀差距上升到15% 。[17]Levy-Yeyati & Sturzenegger(2000)考察了战后布雷顿森林体系时期(1974-1999)154个国家的情形，详细研究了各国实际实行的汇率制度，构筑了关于重新分类后各国汇率制度的所谓LYS数据库，并据此对汇率制度与经济绩效的关联进行了经验分析。发现若将固定汇率制与浮动汇率制的情形相比较，两者的通货膨胀率无显著的差别。但是，实行中间汇率制度的国家，通货膨胀率要高于固定和浮动汇率制国家。

由此可见，汇率制度与通货膨胀之间呈现出较为复杂的关系，不同的汇率制度表现出的通胀水平存在着明显的差异。其中，长期可信钉住表现出较低的通胀，短期钉住不足以降低实际通胀，严格固定汇率比传统钉住汇率能够实现更低的通胀，中间汇率制度显示出最高的通胀。[18]

(二)汇率制度选择与经济增长

汇率安排是影响一国经济增长的重要因素之一。大体而言，货币当局的汇率安排对经济增长的作用具有两重性：一方面，固定汇率制能够锁定汇率风险，扩大国际贸易和投资，有利于促进经济增长；浮动汇率制则因汇率波动而增大经济中的不确定性因素，产生负面的风险效应而阻碍经济增长。另一方面，固定汇率制由于缺乏有效的汇率调整，在面对外部冲击时常常与短期价格粘性一起导致价格信号失真，资源配置扭曲，不利于经济增长；浮动汇率制则可通过汇率的适时纠偏来降低产出波动性，促进经济增长。

Mundell在考察了布雷顿森林体系崩溃前后工业化国家的经济增长后，发现布雷顿森林体系时期是工业化国家经济发展的“黄金时期”，受两次世界原油价格上涨､国际债务危机等外部影响，工业化国家经济在后布雷顿森林体系时期出现明显的“滞胀”。据此，他认为，对于工业化国家而言，布雷顿森林体系下的汇率制度是与较快的经济增长相联系的，固定汇率制的经济增长绩效优于浮动汇率制。[19]

Ghosh(1997)研究了1960-1990年间约140个国家的样本数据，结果却未发现汇率制度与经济增长之间存在相关性的系统性证据。[20]Levy-Yeyati & Sturzenegger(2001)最新的研究证实，在发展中国家中，实行固定汇率制的国家有较低的经济增长率和较高的产出波动，它们的经济增长率比实行浮动汇率制国家平均要低1%，但对于发达国家而言，汇率制度与经济绩效之间没有显著的联系。[21]

Obstfeld & Rogoff(2000)认为，钉住汇率制会阻止顺周期调节(procyclical adjustment)。他们的模型中，在粘性工资条件下，当发生对生产率的冲击时汇率钉住不允许实际工资发生调节，从而不允许产出进行相应的调节。[22]Moreno(2000)直接研究了东亚国家汇率制度和宏观经济表现之间的关联。他发现文献中经常提到的钉住汇率制能带来的公信力和宏观纪律的好处，在东亚国家中并不明显，因为这些国家在钉住制下的通货膨胀表现与在浮动制下相同，而如果控制了“幸存者偏差”(survivor bias)之后，即剔除了在实行钉住汇率制以前的一段危机时期之后，事实上浮动汇率制下的通货膨胀表现还要好一些。这说明东亚国家的政府善于在浮动汇制条件下控制通货膨胀。至于经济增长，钉住制的平均增长率略高，但在控制了“幸存者偏差”后，两者的差别显著缩小。

(三)汇率制度选择与金融体系

20世纪90年代后期，货币危机 肆虐东亚一些国家，大多数经济学家事后都将其成因归咎于各国当时实行的钉住汇率制度(Eichengreen et al.，1998；Chang & Velasco，2000)。[23][24]Fisher(2001)更是指出，遭受货币危机的所有国家都存在有固定汇率制度。显然，在他们看来，汇率制度与货币危机具有直接的关联性。但问题是同样的钉住汇率制度为何在过去的10多年却又能较好地服务于东亚各国，并创造出“东亚奇迹”，而直到90年代后期才变得十分脆弱呢?此外，中国自汇率并轨以来事实上实行的也是盯住美元的汇率制，为何又能避免危机并保持经济的快速增长，难道汇率制度具有选择性而产生厚此薄彼的倾向?

事实上，情况并非如此。首先，货币危机与其产生的根源息息相关。在比较完善､规范的发达市场经济体制下，我们可以对汇率制度与货币危机的关联做如下判断。

第一，如果干扰源来自国内，主要是政策性或货币性因素，如政府不稳定的财政政策或货币政策等造成国内基本经济因素变化而发生了潜在的引致型货币危机，那么固定或钉住汇率制度是合意的，因为钉住汇率有助于对政府财政政策和货币政策形成外部硬约束，部分地限制了政府政策随意，从而降低政府政策不稳定带来的负面效应。而这种情况下浮动汇率制度会更易促成货币危机。

第二，如果干扰源来自国内，主要是实质性因素，如国外消费偏好改变､贸易品技术变迁以及外贸出口结构落差等造成国内基本经济因素变化而发生了潜在的引致型货币危机，那么更加灵活的汇率制度是合意的，因为相对价格的频繁变动使得有必要运用汇率作为政策工具来调整经济以对实质性干扰做出反应，即以汇率变动来化解造成货币危机的干扰源。而这种情况下钉住汇率制度会更易促成货币危机。

第三，如果干扰源来自外部冲击，与基本经济因素无关，也就是发生了潜在的自发型货币危机，那么更加灵活的汇率制度是合意的，因为浮动汇率能够极大地隔离国内经济，降低外部冲击的影响。而这种情况下钉住汇率制度会更易促成货币危机。

第四，如果国内外诸多干扰源交织在一起，以致出现了引致型货币危机与自发型货币危机潜在并存，在这种情况下，政府难以区分干扰源，最好的策略是政府进行相机抉择，适时放弃钉住汇率制度以最小化选择型货币危机的成本。

需要指出的是，尽管依据干扰源造成的货币危机类型来判断汇率制度的选择在理论上是有用的，但是在实际中由于很难区分出各种干扰源，因而难以确定选择何种汇率制度相对更优(Yoshitomi & Shirai，2001)。[25]因此，汇率制度本身是中性的(neutral)，没有优劣之分，汇率制度与货币危机之间没有明确的对应关系，何种汇率制度更易促成货币危机，只有结合汇率制度特征和特定的经济､金融环境才能加以判断。

四､小结

综上所述，有关汇率制度选择的理论假说是没有一致意见的，汇率制度的发展趋势也似乎可以为每一种有关汇率制度选择的长期趋势的观点提供支持，而且对不同汇率制度与经济绩效关系的实证研究也表明没有一种汇率制度是在各个方面都优于其它制度。具体而言，从汇率制度与通货膨胀､经济增长以及金融体系的关系来看，一是汇率制度与通货膨胀之间呈现出非常复杂的关系，不同的汇率制度表现出的通胀水平存在着明显的差异；二是汇率制度与经济增长之间不存在显著的因果关系，汇率制度对经济增长的作用取决于特定的经济和金融发展水平；三是汇率制度本身是中性的，没有优劣之分，汇率制度与货币危机､银行危机之间没有明确的对应关系，何种汇率制度更易促成货币危机与银行危机，只有结合汇率制度特征和特定的经济环境与金融制度背景才能加以判断。这正如Frankel(1999)所言，没有一种汇率制度适合所有国家或所有时期。[26]合意的汇率制度选择应该根据各个国家特定时期的具体情况而定。

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