新兴货币危机国的短期负债

新兴货币危机国的短期负债

一、短期负债的概念及动机为了解释东南亚货币危机发生的原因，科学家们经常考虑以下因素在货币危机中的作用：腐败和家庭关系、经济透明度的不足、投资政策和贷款担保、缺乏资金管理、缺乏实体监管、缺乏资金管理、缺乏实际收入等。巨额外腐败病例、固定的定标率制度等。尽管不同的研究者考虑的侧重点有所不同,然而几乎没有学者否认大量暴露的短期外债使东南亚国家在面对市场预期变化和金融恐慌时显得异常脆弱。本文的主要目的有两个:一是用一个简单的模型来说明为何发生危机的国家会有大量的短期外债,二是对货币危机中资本流动方向和短期外债之间的相关性进行经验分析。在第三部分的模型中,我们假定国内的投资者为追求期望利润最大化的理性投资者,短期外债的增加会增加对项目的挤兑风险,但是短期外债可以降低融资成本,那么国内投资者就会在二者之间进行权衡,选择合适的短期外债。但是政府对国内投资项目或明或暗的担保1,使得短期外债所导致的风险部分地转移给了政府,那么投资者就有了提高短期债务比例的动机,从而导致大量短期外债的借入。在第四部分我们以在90年代发生过货币危机的发展中国家为样本,分析了危机中资本外流与短期外债之间的关系,结果发现:高的短期外债与外汇储备比容易导致危机国资本外流。二、短期负债与国际储备之比在1994-1995年的墨西哥比索危机和1997-1998年的东南亚货币危机中,有一个共同的特点就是这些国家都具有很高的短期外债比例。当这些短期外债超过他们持有的流动性对外资产(国际储备)时,我们就称这些国家存在着国际流动性不足(InternationalIlliquidity)1。国际流动性不足时,国外贷款人的恐慌心理容易导致对短期债务的挤兑。表1列出了东南亚和拉美国家在90年代某些时间点上的短期外债与国际储备的比例。在1994年7月,阿根廷和墨西哥的短期外债都超过它们的国际储备,说明了他们面对危机时的脆弱性。在东南亚危机中最为严重的印度尼西亚,泰国和韩国在1997年7月的短期外债也大大超过它们所拥有的国际储备。在表1中,我们还可以看出,在1994年7月,印度尼西亚和韩国的短期外债都超过各自的国际储备。然而它们并没有受到1994-1995年的墨西哥比索危机的影响。此外,马来西亚和菲律宾虽然在1997年遭受了货币危机,但它们的国际储备却超过短期外债。因此,对于货币危机,国际流动性不足既不是充分的也不是必要的,但是不可否认的是,当市场产生恐慌心理时,国际流动性的不足使得货币非常容易遭受投机攻击。Furman&Stiglitz(1998,p53)认为,由于一国的对外清偿能力与外债水平以及未来的贸易收入有关,所以短期外债与国际储备之比并不能很好的度量一国的对外清偿能力。然而,他们指出有四个理由说明短期外债与国际储备之比是至关重要的:首先,这个比例确确实实是对流动性的度量,(这个比例高的)国家容易遭受Dimond-Dybvig(1983)型的挤兑;第二,高的短期外债与储备比是不谨慎的宏观经济政策和监管政策的信号;第三,短期外债与国际储备比例是一个国家是否容易遭受自我实现的资本外逃的指标;第四,这个指标会起到协调投资者行为的“黑子”的作用,使多重均衡中的危机发生2。因此,在市场预期比较悲观时,过高的短期外债与国际储备比例可以导致货币危机的发生,而一旦危机爆发,国际储备相对于短期债务的不足会大大加重危机的程度。到目前为止,研究者已经认识到债务结构在货币危机中的角色。Chang&Velasco(1998、1999)讨论了债务的期限结构在自我实现的危机中的作用。Obstfeld(1994)、Calvo(1995)和Cole和Kehoe(1996)研究了短期政府债务与危机的关系。Goldgin和Valdes(1997)强调了国际流动性在“孪生危机”3中的作用。然而,在这些文章中并没有讨论外债的期限结构和短期债务比例是如何造成的,或者说在他们的讨论中,债务的期限结构是外生的。Rodrick和Velasco(1999)构造了一个同时决定外债期限结构和借贷成本的内生模型,用来分析短期外债在货币危机中的角色。在他们在模型中,投资者是否借入短期外债依赖于一系列因素,如投资提前清算的成本、短期债务挤兑的概率以及债务违约的可能性和成本。他们只考虑了挤兑概率是外生不变的情况,并且在他们的模型中,投资者利润最大化的结果是:对外融资时,短期外债比例不是1就是0。而在我们下面的模型中,不仅考虑挤兑概率不变的情况,还考虑了挤兑概率可变的情况,并且模型的结果表明投资者的短期外债比例可以是0和1之外的其他数字。三、短期债务存在的风险设想在一个开放的小国经济中,有一个具有代表性的投资者(对于国外的债权人而言,不区分这个投资者是国内企业还是国内金融机构),他拥有一种生产技术需要投入一个单位的资本。投资者本身不拥有资本,因而需要借入长期或短期债务对项目进行融资。短期债务的存在,使得项目存在因挤兑而破产的风险。项目的产出有两种结果:如果不发生挤兑时,项目的期望收益为A:发生挤兑时,投资者中止项目,项目破产得到期望残值B,其中0≤B<1<A。假定项目的可逆性很差,所以破产时的残值很低,使得A+B≤2。尽管短期债务的存在会产生挤兑,而且短期债务的增加虽然会使挤兑概率升高,使项目的期望产出下降,但它同时降低了融资成本,理性的投资者就会在融资成本和期望产出之间进行权衡,选择合适的短期债务比例,使期望利润最大化。我们将分别讨论不存在政府担保和存在政府担保的情况下项目的短期债务比例。在我们的模型中,如果存在政府担保时,投资者将会选择更高的短期债务比例,因为短期债务比例提高所节约的融资成本由投资者独自享有,而因此增加的风险却部分地由政府承担。1.借贷成本中的期望利润假定有短期债务时,发生挤兑的概率为p,当然不存在短期债务时,挤兑概率为0。我们用L来表示短期债务指标,L∈,当L=0时,表示所有的债务都是长期债务,当L=1时,表示所有的债务都是短期债务。国外的长期债务回报率水平为r*>1,短期债务回报率水平为(1-δ)r*,δ为一个很小的正数,使得(1-δ)r*>1。国内的长期债务回报率水平r,等于国外回报率水平r*和风险溢价z1(p,L)之和4,即r=r*+z1(p,Lz′(p)＞0(1)国内短期债务回报率水平为国际短期债务回报率水平(1-δ)r*和风险溢价z2(p,L)之和,因此总的回报率水平为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)对投资者而言,上式就是他的借贷成本。假定挤兑的概率p是一个比例小的正数使用:A(1-p)+Bp＞(1-δL)r*(3)(3)式是贷款人愿意借款给投资者的一个必要条件,表示项目的期望产出必须大于世界范围内的借贷成本。投资者的期望利润为5π(L)=(A-1)(1-p)(4)当政府对项目不进行担保时,贷款人的收益为:EΙ=Ι(1-p)+Bp(5)上式右边第一项为不发生挤兑时贷款人得到报酬,第二项为发生挤兑时贷款人只能得到残值B。因为政府不对项目进行担保,那么贷款者必须考虑项目破产的风险,从而要求一个正的z1(p,L)和z2(p,L)使长期债务和短期债务的期望报酬率分别等于其对应的国际水平,从而有:EΙ=(1-δL)r*(6)实际上我们在此处假定了贷款者是风险中性的,(6)6表示风险中性的国外贷款人要求得到与世界水平相一致的投资回报。由(2)2、(4)4、(5)5和(6)6式,得到存在短期债务时国内有代表性投资者的期望利润为:π(L)=A[1-p]+Bp-(1-δL)r*(7)显然,上式是L的增函数,当L=1时,它取得最大值ˆπ(1)=A[1-p]+Bp-(1-δ)r*(8)根据(3)3式,上式是大于0的。但是,当投资者全部用长期债务进行融资时,投资者的期望利润为π(0)=A-r*(9)比较(8)和(9)式,当p＞ˆp=δr*A-B(10)时,(9)式大于(8)式,国内投资者就不会借入短期外债,反之国内投资者就会全部用短期外债对项目进行融资。这就意味着,当挤兑的概率较小时,国内投资者会借入短期外债,而当挤兑概率较大时,就会借入长期外债。如果政府对国内投资者的项目进行了或明或暗的担保,那么国外贷款人在和国内投资者签订借款契约时就不会要求由于挤兑而产生的风险溢价,所以(2)2式中的z1和z2都等于0。此时,国内投资者的期望利润就变为:π(L)=[A-(1-δL)r*](1-p)(11)同样,(11)式是L的增函数,当L=1时达到最大值:^^π(1)=[A-(1-δ)r*](1-p)(12)而当短期债务为0时,国内投资者的期望利润仍旧为(9)式。所以,当p＞^^p=δr*A-(1-δ)r*(13)时,投资者的债务全部为长期债务,反之,当p＜^^p时,投资者的债务全部为短期债务。由于我们在前面假定短期债务的国际报酬率水平(1-δ)r*>1,而B是小于1的,因此由(10)式和(13)式,可以知道^^p＞ˆp。如果说项目的挤兑概率p^＜p＜p^^,那么在不存在政府担保时,投资者将会用长期债务对其融资,而在政府担保的情况下,投资者将用短期债务进行融资。2.p+b型投资担保模型在前面的分析结果中,投资者债务要么全部是短期债务要么全部是长期债务,这与实际的经济情况并不相符。那么为什么会得到这样的结果呢?关键在于前面的分析中假定挤兑概率是外生的,使得投资者的期望利润为短期债务的线性函数,利润最大化的解只能是角点解(即L=0,或L=1)。在这一小节,我们将假定挤兑概率是短期债务的函数。我们可以这样设想:在项目的实施过程中会受到外生的冲击,这外生的冲击可能导致短期债权人收回他们的贷款,此时投资者必须获得新的资金注入项目,使项目的投资额不变,当投资者所能获得的新的资金小于撤走的短期债务时,就出现所谓的挤兑。显然在项目的实施过程中,投资者获得新的资金的难度是他所需获得的资金量(即原来的短期债务量)的增函数,并且我们也有理由相信所需资金增加一倍时,难度的增加将超过一倍。所以,当我们用投资者不能获得所需的新资金的概率来表示挤兑概率时,可以假定挤兑概率p为短期债务比例L的函数:p=p(L)(14)并且有P′(L)>0,p″(L)>0和p(0)=0。此时,z1(p,L)和z2(p,L)分别变为z1(L)和z2(L),(2)2式也变为:Ι=(1-δL)r*+(1-L)z1(L)+Lz2(L)(2′)同样,当政府不对项目进行担保时,国外贷款人将选择合适的z1(L)和z2(L)使债务的期望报酬率等于其对应的国际报酬率。投资者的期望利润就为:π(L)=A[1-p(L)]+Bp(L)-(1-δL)r*(7′)投资者的问题就是选择合适的短期债务指标L,使得(7′)式最大化。一阶条件为:π′(L)=(B-A)p′(L)+δr*=0(15)得到p′(L)=δr*/(A-B)(16)由(15)式和p″(L)>0得到期望利润最大化的二级条件:π″(L)=(B-A)p″(L)＜0(17)所以在L*=p′-1(δr*/(A-B))处,投资者的期望利润有最大值。当政府对项目进行担保时,国内投资者的期望利润就为:π(L)=[A-(1-δL)r*]⋅[1-p(L)](11′)由利润最大化的一阶条件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)所以对于满足(18)式的L**,利润达到最大值。比较(16)式和(18)式,只要A-B＞A-(1-δL)r*1-p(L)(20)成立,就会有p′(L**)>p′(L*),由于p″(L)>0,所以当(20)式成立时,有L**＞L*(21)根据(3)3式,只要满足A+B＜2(1-δL)r*(22)时,(20)式就能成立。因为我们已经在前面假定A+B<2,并且(1-δL)r*>1,因而(22)式是满足的,那么(21)式也就成立。也就是说,在我们模型中,政府对投资项目的担保使得投资者短期债务比例增加,因为短期债务增加好处由投资者获得,而因此增加的风险却由政府承担。因而,在这里道德风险问题并不是扩大投资规模,而是使投资者忽视了债务挤兑的风险,采取了高风险的融资策略。国内投资者出于自身利润最大化的考虑借入短期外债的行为,对投资者是有利的,但对整个社会而言却不是最优的。大量的短期外债,造成了一种潜在的危险。一旦国外贷款人的情绪或市场预期发生变化,短期债务到期时,他们就会收回短期贷款。国外贷款人收回短期贷款的行为就表现为资本的外逃,导致国际储备的下降,由于短期外债超过国际储备,金融当局就无法维持固定汇率,货币的贬值也就不可避免。短期外资的撤走,使项目无法正常运转,从而也导致了产出水平的大幅下降。这也恰恰是墨西哥比索危机、东南亚危机与以往的货币危机的一个重要的不同点。而由于汇率的长期固定,使得这些国家在借入以外币记价的外债后,并没有采取必要的套期交易措施,所以货币的贬值使得企业和银行的资产负债状况急剧恶化,融资能力下降,进一步导致产出水平的下降。四、基础模型:稳定的资本外逃避和投运业的调节效应尽管在研究货币危机成因的过程中,短期外债已经受到越来越多的指责,但是很少有经验分析证实货币危机与短期外债之间存在强的相关性。由Kaminskyetal(1997)在对货币危机经验分析进行综述时,发现研究者大多用外汇储备水平、实际汇率、信贷增长率、公共部门信贷额和通货膨胀水平等作为解释货币危机的主要指标,而不是短期外债。Frankel和Rose(1996)把短期外债占总外债比例作为货币危机回归模型的一个解释变量,但发现此变量并不显著。用类似的方法和数据,Eichengreen和Rose(1998)发现大的短期外债份额反而降低了银行危机发生的概率。对这个发现的一个解释是,短期债务存在使借贷双方都要承担风险,于是债权人就会加强对债务人经营活动的控制,反而降低了债务违约风险。Sachs,Tornell和Velssco(1996a)把短期外债与GDP之比作为解释变量加入回归模型,发现模糊的证据,认为这个变量可能增加危机的严重性。Radelet和Sachs(1998)的文章是一篇为数不多的发现短期外债与危机之间强相关性的文章。他们用22个新兴市场国家在1994-1997年间的Panel数据回归了一个Probit模型。在他们的模型中,如果第t-1年到第t年,一个国家由资本流入变为资本流出,并且变化很大时,就认为该国t年发生了危机。发生货币危机时,解释变量为1,否则为0。回归结果发现外债与外汇储备的比例是解释危机的一个显著变量。Rodrik和Velasco(1999)用了与Radelet和Sachs相类似的方法来检验危机与短期外债的关系。他们认为,当t-1年的私人资本流入量为正,且该流量减去t年的私人资本流入量后的差值超过t-1年的GDP的5%时,该国t就发生了货币危机,否则就没有发生货币危机。他们得到与Radelet和Sachs相似的结论。与Rodrik和Velasco(1999)以及Radelet和Sachs(1998)不同的是,本人在这里研究的重点不是在于货币危机发生与短期外债之间的关系,而主要研究发生货币危机的国家中的资本外逃与短期外债的关系6。因此,研究所涉及的样本都是发生货币危机的国家。通常,研究者通过货币贬值幅度、外汇储备流失程度以及受到投机攻击时国内利率提高的幅度来定义货币危机。Glick和Hutchison(2001)研究了90个国家(其中21个工业化国家,32个新兴市场经济国家和其它37个处于发展或经济转型中的国家)在1975-1997年的数据,认为有79个国家在此期间至少发生过一次货币危机。而本人将以在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,做一个计量模型,分析这些国家在发生货币危机时,资本外逃与短期外债比例的关系。我们的样本点包括:玻利维亚(1991)、阿根廷(2001)、巴西(1990、1995、1999)、萨尔瓦尔(1990)、巴拉圭(1992)、委内瑞拉(1994)、牙买加(1990)、墨西哥(1995)、尼加拉瓜(1993)、海地(1991)、洪都拉斯(1990)、特立尼达和多巴哥(1993)、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)、埃塞而比亚(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)、士耳其(1994、2001)。在我们的计量模型中,被解释变量也是一个二元离散选择变量D-FLOWt:当该国在当年的资本净流入量为正时,被解释变量取值为1:反之,当净流入量为负时,被解释变量取值为07解释变量有:前一年的总外债与国民生产总值之比R-DETt-1(DETt-1/GNPt-1)、前一年国际流动性指标LIQt-1(外汇储备与短期外债之比)、前一年的经常帐户与国民生产总值之比R-CAt-1、前一年的经常帐户和出口额之比CA-XGSt-1以及表示金融自由化的虚变量D-LIB。阿根廷、巴西、委内瑞拉、墨西哥、特立尼达和多巴哥、约旦、印度、印度尼西亚、韩国、马来西亚、菲律宾、泰国、博茨瓦纳、肯尼亚、摩洛哥、津巴布韦、突尼斯、罗马尼亚、俄罗斯、士耳其等新兴市场的金融自由化程度较高,所以虚变量D-LIB取值为1,而其它国家的金融自由化程度较低,D-LIB的取值为0。其他解释变量的数据来源于1998-2000年世界银行的《GlobalDevelopmentFinance》。表2列出了货币危机中资本外流的PROBIT模型的回归结果。在表中(1)1到(9)列表示9个二元离散选择模型。从第(g)行的LR统计量的p值可以看出这9个模型中,除了第(3)3个模型外,其余8个模型在95%的置信度下都是显著的,并且第(3)3个模型的总体显著性也达到了94.5%。从(b)行看国际流动性指标LIQt-1的估计参数:首先,参数估计量都是正的,表示国际流动性指标与资本流入之间存在正相关关系,因此在危机中,如果该国的外汇储备相对于短期外债是充足时,资本不会外流,这符合经济解释;其次,根据z检验值,第(1)1、(2)2、(6)6、(7)7和(9)个模型中,国际流动性指标的显著性都达到了95%以上,在模型(3)3、(4)4和(8)中,该指标的显著性达到了90%以上。从第(c)和(d)行可以看出金融自由化程度和经常帐户在模型是不显著的,且它们的参数估计量的符号有正有负,因此他们对资本流动的方向的作用是模糊的。模型(5)5、(6)6、(7)7和(8)中都包含了解释变量总外债比,从第(e)行看,危机前的总外债(占GNP)比例越高,在危机中越容易导致资本外流,这也符合经济解释,但是在z检验值都在-1.4左右,而模型(8)中该变量参数的只有-1.13,因此该变量在模型中的显著性也不高。综上所述,在这9个模型中,最合适的模型是模型(1)1,即DFLΟWt=-0.979+0.244LΙQt-1(-3.03)(2.01)(23)另外,我们用一个虚变量DLIQt-1来表示国际流动性,当LIQt-1>1,即危机前一年外汇储备超过短期外债时,DLIQt-1的值为1,而当危机前一年的外汇储备小于短期外债时,DLIQt-1的值为0。以DFLOWt为被解释变量、DLIQt-1为解释变量估计得到的二元PROBIT模型为:DFLΟWt=-1.003+0.898DLΙQt-1(-2.