基础因素和方向性

第二章　货币危机传染的存在性、基础因素和方向性

货币危机由来已久，但直到20世纪90年代以来爆发的几次货币危机，才使人们真正意识到货币危机传染危害的严重性。1992年的欧洲货币危机，导致芬兰、意大利、英国退出了欧洲货币体系，引起欧洲货币市场外汇汇率波动，使欧洲贸易体系处于崩溃的边缘；1994～1995年的墨西哥比索危机也迅速蔓延至阿根廷和巴西，造成这些国家资金外逃、外汇短缺、股市暴跌；1997～1998年的亚洲金融危机，则更是引起了世人的震惊，其扩散速度之快、危害国家之多、破坏之大，都远远出乎人们的预料。这三次危机都带有明显的区域特征，从某一个国家的货币动荡开始，迅速扩散到其他国家，使得其他国家也卷入货币危机之中，产生了“多米诺骨牌”效应，人们将这种现象称为货币危机的传染。90年代的几次危机特别是东南亚货币危机的传染性带来了空前的灾难，使得人们真正开始关注和研究货币危机的传染性，许多文献和著作中都加入了货币危机传染性的内容。

然而关于货币危机传染性的研究，大部分都只是定性分析，或者从时间的先后次序上来说明货币危机的传染性。尽管同一次货币危机中的各国可能存在某些内部联系，并且先发生危机的国家对其他国家存在影响。但这种影响的程度如何，是否是造成后一个国家货币危机的主要原因，仍需要依靠数据并结合各个方面的因素来分析，包括贸易传染、市场传染、预期影响、投机攻击等，否则仅凭事件的先后顺序便推断传染性的存在，难免存在“后此谬误”之嫌。本章第一节将利用东南亚国家的历史汇率和Granger因果分析，从数据上分析发生危机国家汇率间的因果关系—— “让数据说话” 。

另外，20世纪90年代的几次货币危机还存在一个明显特征，就是货币危机发生的区域性。但危机传染既不是依地域的远近依次进行，也不是在整个区域内同时发生，而是一部分国家先发生，另一部分国家后发生，而另外一些国家虽然地域相近，却始终没有发生货币危机。这说明货币危机的扩散是有方向性的，国际投机者在选择攻击对象时是有条件的，他们只选择某些国家作为攻击对象。为此，有必要分析发生货币危机的国家和没有发生货币危机的国家在基础因素上的差异。本章第二节将在此分类的基础之上对两类国家的汇率环境因素进行分析，寻找两类国家在基本经济基础上的差异。第三节将进一步利用多元数据分析检验这些差异与汇率变动的关系，如果存在稳定关系，则说明货币危机的传染是具有方向性的。第四节是对本章内容的小结。

第一节　危机传染的存在性分析（Granger因果分析）

对货币危机的传染，在众多文献中仅有定性的描述，或者视为明显，其理由是危机发作的时间存在明显的先后顺序，比如说在泰国的股市大幅下滑后，菲律宾、马来西亚等国股市也跟着下跌，在一国货币贬值后，其他国家货币也相继贬值，许多文献及论著中将其视为传染，^[1]有欠妥之处。时间上的先后次序，可以作为因果关系的必要条件，但不能作为充分条件。先发生的事件不一定是后发事件的原因，即使是一个变量依赖于另一个变量，也不一定意味着因果关系，也需要从统计上侦破其因果导向关系。^[2]如果货币的先后贬值确实存在内在联系，从数据实证上说明因果关系也是更有力的证明。

经济学中常用的因果分析方法是Granger因果分析（Granger Test of Causality），如果称z是y的Granger原因，则E （yt|It）≠E （yt|Jt） ，式中It-1包含所有关于y和z的过去的信息，而Jt-1只包含y过去的信息。也就是说，在对下面两个方程进行回归时：

由于加进了z的过去或滞后值，显著地改进了对y的预测，则称z是y的Granger原因。如果A国汇率是B国汇率的稳定的Granger原因，从上面的定义可知，A国的汇率变动对解释B国的汇率变动是有帮助的，可以说B国的汇率变动有一部分原因是由A国的汇率变动引起的，这本身是传染性的基本含义。所以本书用因果关系来进行货币危机传染性的证明。

接下来，本书利用Granger因果分析来实证研究东南亚国家货币危机传染的存在性。此处存在性的含义是指一国的币值变动是引起另一国币值变动的稳定的Granger原因。由于货币危机的传染渠道较多，包括媒介和非媒介的传染渠道，各种传染渠道都可以进行传染性分析，但方法和难度都有较大差别。本节先从宏观上分析货币危机传染的存在性，在后面几章中再从各个传染渠道上分析货币危机传染的存在性和作用机制。

1.指标选取

在货币危机传染性的因果分析中，有几个可以分析的变量：汇率、利率、外汇储备和股票指数（由于股市是一国经济好坏的晴雨表，也能体现投资者对经济前景的信心，所以本书也将其纳入研究的范畴）。在这几个指标中，第一个指标是名义汇率，汇率贬值是货币危机传染的直接体现，可用来分析两国货币压力的因果关系。第二个指标是短期利率，由于利率不单是用来抵御汇率市场的投机冲击，它还是一国政府用来作为反通货膨胀的重要工具，而且通常在货币危机期间容易存在通货膨胀现象。另外，在防御货币危机时，利率通常是一种主动选择，而不是传染结果的体现，所以利率指标变动的因果关系不能很好体现汇率市场间的因果关系。第三个指标是储备变化，储备变化的数据不具有连续性，而且政府在应对货币压力时有多种政策工具可供选择，一国政府由于承受货币压力而动用储备并不一定会导致另一国家储备的减少。所以储备水平也不是分析危机传染因果关系的较好载体。第四个可供选择的指标是股市指数，由于股市通常被视为经济运行的晴雨表，当货币危机由一个国家传至另一个国家时，常常伴随着股市指数的暴跌。当然，股市指数下跌并不一定全由危机传染造成，但在特殊时段，比如东南亚货币危机过程中，在影响股市指数变化的诸多因素中，人们对汇率的关注超过其他因素，居于主要地位，汇率变化通过影响人们对经济运行的信心从而反映在股票变化之中。因而股市指数的变动关系也可以从侧面部分地说明货币危机的变动关系。所以，本书接下来将利用汇率和股市指数对东南亚货币危机中汇率变动的Granger因果关系进行实证分析。

2.变量说明

因果关系分析分为两个阶段，首先进行汇率指数上的因果分析，其次是股票指数的因果分析。在两个阶段的分析中，分别用phi表示菲律宾的股市指数或菲律宾对美元的平行汇率，tha表示泰国的股市指数或泰国对美元的汇率，用ind表示印度尼西亚的股市指数或印度尼西亚对美元的汇率，用mal表示马来西亚的股市指数或马来西亚对美元的汇率，用kor表示韩国的股市指数或韩国对美元的汇率指数。为了减小数据量差，对每个指标取自然对数，并分别用lnph、lnth、lnin、lnma、lnko表示。

3.数据样本区间

由于危机的起始和终止时间不完全一致， 《1997～1998年度世界经济发展报告》^[3]认为东南亚危机蔓延和深化大致可分为四个阶段：第一阶段：危逼泰国（1997年1～4月），泰国房地产周转不灵，国际投机基金沽空泰铢，为了维持汇率，泰国政府提高利率，发生金融机构挤兑和财务危机。第二阶段：泰国危机（1997年5～7月），泰铢贬值，股市大跌，但其他东南亚国家仍能维持汇率稳定。第三阶段：东南亚危机（1997年7月初至10月中旬），继泰国固定汇率制崩溃后，产生“多米诺骨牌”效应，货币相继大幅贬值，但危机限于东南亚地区，没有对世界金融市场造成太大的冲击。第四阶段：全球金融动荡（1997年10月中旬至12月），危机愈演愈烈，引起全球股市动荡，国际社会积极寻求解救办法。韦伟在《金融危机论——经济学角度的分析》一书中将东南亚危机分为三个阶段：^[4]第一阶段是以泰国为中心的金融危机，时间为1997年5～10月。第二阶段是以韩国为中心的金融危机，从1997年的11月至年底。第三阶段是以印度尼西亚为中心的金融危机，从1998年年初开始。Kristin J. Forbes （2000）曾对危机时段作过专门研究，以周为单位，将货币危机指标中超过均值1.5个均方差的时段（周）视为危机发生，结论中有关东南亚国家发生危机的时段如表2.1所示。令人意外的是马来西亚在该定义下没有发生货币危机。

表2.1　东南亚货币危机时段

资料来源：Kristin J. Forbes，2000.

可以看出，对危机时段划分的三个结论之间都存在分歧。由于危机的形成是一个过程，不是一蹴而就的，同时传染途径存在多相关性，加上研究角度和方法的不同，所以会出现不尽相同的结论。但分析危机传染的存在性与时段的划分有密切的关系：可能在某一时段A是B的Granger原因，在另一时段A不是B的Granger原因，甚至B成为A的Granger原因。时段划分不当，将直接影响各国汇率因果关系的结论。

本书选择由整体到局部的方法，分两部分来研究危机传染的Granger因果关系。第一部分从宏观的角度判断各国货币压力传染的因果关系，第二部分在分时段的基础上观察货币压力传染的因果关系。宏观数据包含整个危机期间（1997～ 1998年）的每日数据，微观数据根据各国所受货币压力大小分时段选取汇率指数和股票指数。

一、宏观上的因果分析

为了防止危机时间的遗漏造成信息丢失，笔者首先选取从1997年初到1998年末两年的汇率和股市每日数据为样本，分别进行汇市和股市的因果分析。

Granger因果分析的一个弱点在于其结论有时会与滞后期数（用T表示，如T = 3表示滞后三期）相关，戴维森和麦金农也曾建议在因果分析时滞后期数宁多毋少。^[5]在本书中，由于数据频率为每日数据，滞后一期或两期时可能会有遗漏信息。另外，由于汇率市场反应非常迅速，变量的滞后影响一般不会太长。所以笔者选择从滞后期数3开始进行因果测试，然后延长滞后期数，观察因果关系的稳定性。如果存在稳定的因果关系，则说明数据支持货币危机存在传染性。

（一）对汇率指数的宏观因果分析

首先进行T = 3时的因果关系检验。滞后期数为3时，五个国家间汇率市场的因果关系分析结果如附表2.1所示。为了方便查看，本书结果用图形表示（图2.1），用“→”表示存在显著因果关系，同时表明因果关系的方向。

图2.1　东南亚危机国家1997～1998年汇率指数T = 3时的因果关系图（显著性水平5%下的结论）

资料来源：由原始汇率数据计算后分析得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http: //www.oanda.com/convert/fxhistory）。计算软件为EVIEWS。详细结果见附表2.1。

由图中关系可以看出，汇市之间确实存在显著的因果关系，其中泰国与印度尼西亚、菲律宾、韩国之间存在双向因果关系。而且，相当部分因果关系的P值（精确显著性水平）非常低，在20项虚拟假设检验中，P值接近或小于1‰的达到10项，占50%，说明这部分因果关系非常显著。

为了消除计量方法上可能出现的误差，寻找汇率市场间稳定的因果关系，本书进一步假设滞后期数T = 4、T = 5分别进行因果测试，结果见附表2.2和附表2.3，并分别用图2.2和图2.3表示。

图2.2　东南亚危机国家1997～1998年汇率指数T = 4时的因果关系图（显著性水平5%下的结论）

资料来源：由原始汇率数据计算后分析得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http://www.oanda.com/convert/fxhistory）。计算软件为EVIEWS。详细结果见附表2.2。

图2.3　东南亚危机国家1997～1998年汇率指数T = 5时的因果关系图（显著性水平5%下的结论）

资料来源：由原始汇率数据计算后分析得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http: //www.oanda.com/convert/fxhistory）。计算软件为EVIEWS。详细结果见附表2.3。

通过比较图2.1～图2.3可以发现，各国之间的汇率指标间存在稳定的因果关系，除了“印度尼西亚汇率指标是泰国汇率指标的Granger原因” 、 “印度尼西亚汇率指标是菲律宾汇率指标的Granger原因” 、 “印度尼西亚汇率指标是韩国汇率指标的Granger原因”三个原假设在检验时受到滞后期数的影响外，其余结论在不同的滞后期中均较为稳定。

笔者假设滞后期T = 7 （滞后期为一周）、T = 14 （滞后期为两周）再作因果关系测试（结论见附表2.4和附表2.5），各国之间的因果关系依然较为稳定。在T = 3、4、5的稳定因果关系中，除了“泰国汇率指标是韩国汇率指标的Granger原因”在T = 14时略超出5%的显著性水平成立外，其余均未发生变化。本书将在不同滞后期中存在的稳定的因果关系抽离出来，并用图2.4 （实线部分）表示。

图2.4　东南亚危机国家1997～1998年汇率指标因果关系图（从不同滞后期中总结）

资料来源：由原始汇率数据计算后分析得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http://www.oanda.com/convert/fxhistory）。计算软件为EVIEWS。详细结果见附表2.1～附表2.5。

结果说明，危机国家汇率市场之间存在较为稳定的Granger因果关系。由定义知，这种因果关系是传染的一种表现。所以，数据支持“货币危机具有传染性”的结论。而且，结论中部分因果关系在不同滞后期中表现十分稳定，P值也相当低。比如在对“韩国不是印度尼西亚的Granger原因”原假设的检验中，在滞后期为3、4、5、7、14的检验中的P值分别为3.1E-06、9.9E-06、3.7E-06、1.5E-05、2.4E-13，都在10-5以下，在对“韩国不是菲律宾的Granger原因”原假设进行检验中，其P值分别为1.0E-05、2.0E-06、7.6E-06、3.1E-06、2.1E-06，都在10-5以下，相当稳定，说明韩国汇市完全可以引起菲律宾和印度尼西亚汇市的波动。从总体上来看，在对原假设不同滞后期的检验中，P值稳定在千分位上的有9个因果关系，占总数的45%。图2.4是在滞后期数为3、4、5、7、14时都存在的因果关系，如果本书降低一致性的要求，从滞后期数为5、7、14的结果中分析共有的因果关系，则增加了图2.4中的虚线部分。

（二）对股市指数的宏观因果分析

股市通常被认为是经济运行的晴雨表，货币危机通常也与股市暴跌结伴而行，一个国家汇率市场的变动通常会引起股票市场的变动。当然，影响股指变动的因素很多，经济和非经济的因素都会引起股票指数的变动，但在一个国家的汇率市场遭受攻击的时候，在引起股票指数变动的众多因素中，人们将更多关注货币市场的变动情况，或者说，汇率指数的变动将是引起股票指数变动的主要因素。而且，在货币危机扩散的过程中，一国政府对货币危机的反应并不一定只体现在汇率变化上，还可能是外汇储备的变化、利率的变化，所以只用汇率指标来反映货币危机的传染并不一定全面，而股市指标是一个较综合的反映，各个方面的波动都会导致股价的变化，它能部分地反映一个国家所面临的货币危机的压力。鉴于以上两方面的原因，本书将从各国间股指变化的因果关系来侧面分析货币传染的存在性。主要数据和方法与前一部分基本相同，取五国1997～1998年的每日股市指数，滞后期从3开始，逐渐延长，寻找各国股市间稳定的因果关系。如果存在稳定的因果关系，则说明数据仍支持危机具有传染性。

滞后期数分别为3、4、5时股票市场的因果关系分析结果如附表2.6～附表2.8所示。仍用“→”表示因果关系和方向，可以得到不同滞后期中稳定的因果关系结果（图2.5）。

图2.5　东南亚五个危机国家1997～1998年股票指数的因果关系图（显著性水平5%下的结论）

资料来源：由原始股票数据计算得到。股票指数原始数据来自泰国银行网（http://www.federalreserve. gov/releases/h10）。计算软件为EVIEWS。详细结果见附表2.6～附表2.8。

结果显示，股市指数间也存在稳定的Granger因果关系，如泰国与马来西亚、马来西亚与菲律宾间的双向影响，韩国对泰国、韩国对印度尼西亚、菲律宾对印度尼西亚的单向影响在统计上都是显著的。但进一步延长滞后期后，因果关系存在一定变化，说明各国股市间的因果关系不如汇率市场间的因果关系稳定。在货币危机期间，各国政府都会采取积极政策稳定汇率市场，这种政策都会对股票市场产生影响，使得股市间的因果关系减弱，但仍有一部分因果关系是稳定的。本书仅用股市间的因果关系作为汇率指数因果关系的佐证。

二、分时段的因果分析

前面对危机国家汇率市场在整体上的因果关系进行了分析，但出现一个明显的问题，这些因果关系在各个时段内相同，还是在某个时段体现比较突出？另外，不同国家在不同时间内所受货币压力的程度是不同的，因果关系是否会随危机中心国家的改变而改变呢？分时段考查各国间汇率市场的Granger因果关系，有利于对货币危机各个阶段的传染作更细致的了解。

在确认危机中心国家、划分时段之前，需先引入货币压力的定义。

本书将促使货币危机形成的力量大小定义为货币压力，包括储备减少和汇率贬值等因素（由于利率工具的多功能性，除货币压力外的其他因素也会造成利率的变化，如货币危机中通常伴有的高通货膨胀也会促使利率的提高，所以本书暂不考虑利率因素），储备减少越多、名义汇率贬值越大，说明这个国家承受的货币压力也越大。

对时间的划分，通常的标准是日、月、季或年，取何种频率为划分标准需视情况而定。本书中的时段划分需有利于两个方面的目的，一是体现各个时段的危机中心（受货币压力最大的国家）；二是须有利于进行因果分析，这是本节的任务。另外，统计分析要求样本量不能太小，否则结果误差较大，本书中也不以年为单位，这样不利于体现危机中心。由于以上两方面的原因，本书中取季度为单位，一方面每个季度包括90个日数据（不考虑节假日），数据量不会太小。另一方面，泰铢大幅贬值始于1997年7月初，正好是第三季度开始，韩国危机在年末，处于第四季度，而印度尼西亚货币的大幅贬值始于1998年第一季度初。当然这只是直观的史实，最后结论还需以实际计算的数据结果为准。

接下来计算各时段的货币压力。先计算出各季度的货币贬值率（正数为贬值，负数为升值） rex，t：

和储备变化率（正数为储备增加，负数为储备减少） rre，t：

取二者的平均值即为季度货币压力r：

储备变化率前的负号是为了保持使储备变化指标与货币贬值率指标的一致性（正数体现货币压力，负数表示货币压力减轻）。需要说明的是，最后一个计算公式中，没有考虑货币贬值率和储备变化率的权重，是由于数据量较小，难以进行相关性分析，而且从数据结果上看，二者差别不大，所以权重的大小对结论影响不大。

根据以上公式，本书利用国际货币基金组织数据库中的季度数据计算五个危机国家两年间各个季度的货币贬值率、储备变化率和季度货币压力，结果见表2.2～表2.4。

表2.2　五个危机国家货币的季度贬值率rex， t

资料来源：EVIEWS软件计算结果。原始资料来源：国际货币基金组织IFS数据库。网址：http://ifs. apdi.net/imf/ifsbrowser.aspx？branch=ROOT。

表2.3　五个危机国家储备的季度变化率rre， t

资料来源：EVIEWS软件计算结果。原始资料来源：国际货币基金组织IFS数据库。网址：http://ifs. apdi.net/imf/ifsbrowser.aspx？branch=ROOT。

表2.4　五个危机国家的货币压力r

资料来源：EVIEWS软件计算结果。原始资料来源：国际货币基金组织IFS数据库。网址：http://ifs. apdi.net/imf/ifsbrowser.aspx？branch=ROOT。

从结果看，泰铢在1997年第二季度的压力指标值为7.44，较大地超过了其他国家，第三季度虽然各国的货币压力均有上升，但泰国的指标值仍明显高于其他国家，所以本书将泰国确定为1997年第二、三季度的危机中心。从第四季度的指标值来看，差别比较明显，韩元的压力远远高于其他货币，是危机中心国家。1998年的货币危机中心则位于印度尼西亚，其货币压力明显大于其他国家。因而，本书将东南亚货币危机分为三个时段，第一时段为1997年第二、三季度，危机中心在泰国。第二时段为1997年第四季度，危机中心在韩国。第三时段为1998年第一、二季度，危机中心在印度尼西亚。

接下来，本书分别讨论这三个时段各国汇市间的Granger因果关系，并将三个时段的结论进行对比分析，以及把分时段的结论与1997～1998年整体上的因果关系的结论相比较，讨论货币危机是由（危机）中心国向外传播，还是各国间固有的经济联系，以及危机在各时段上的因果关系与整体上的因果关系有何差异。

第一时段的结果见附表2.9～附表2.12，为了易于解读结果，仍与前面一样，用图形表示计算结果。由于方法一致，不再将各个图表一一列出，而只将各滞后期中稳定的因果关系用图形表示出来。1997年第二、三季度、第四季度和1998年第一、二季度各国汇率指数间的Granger因果关系可分别用图2.6、图2.7和图2.8表示。

图2.6　1997年第二、三季度东南亚五国汇率指数间的因果关系图（显著性水平5%下的结论）

资料来源：由原始汇率数据计算后分析得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http://www.oanda.com/convert/fxhistory）。计算软件为EVIEWS。详细结果见附表2.9～附表2.12。

从附表中结论来看，从危机中心向其他国家的货币压力传染途径存在，但并不普遍。在1997年第二、三季度，泰国是货币危机的中心，在向其他国家蔓延的因果关系中，泰国对韩国的影响十分稳定，而且P值在滞后期为3、4、5时都十分显著，均在千分位上。但泰国对其余几个国家的影响在不同滞后期中并不稳定，说明泰国汇率的变动对其余几国汇率变动的影响并不稳定。

第二时段是1998年第四季度，韩国是货币危机的中心，从附表结论来看，韩国汇率作为菲律宾和印度尼西亚汇率变动的Granger原因比较稳定，在各种滞后期中均存在。韩国汇率作为泰国汇率变动的因素在滞后期为3、4、5时均存在，在滞后期为7时，P值为0.06639，稍高于5%的显著性水平，但在10%的显著水平下，则影响还是稳定存在的。在对“韩国汇率不是马来西亚汇率的Granger原因”的检验中，只在滞后期为3时结论否定原假设，其余滞后期的结论均落在接受域中，说明韩国汇率不能有效地解释马来西亚汇率的变动。

图2.7　1997年第四季度东南亚五国汇率指数间的因果关系图（显著性水平5%下的结论）

资料来源：由原始汇率数据计算后分析得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http://www.oanda.com/convert/fxhistory）。计算软件为EVIEWS。详细结果见附表2.13～附表2.16。

图2.8　1998年第一、二季度东南亚五国汇率指数间的因果关系图（显著性水平5%下的结论）

资料来源：由原始汇率数据计算后分析得到。汇率指数原始数据来自OANDA公司汇率数据网（http://www.oanda.com/convert/fxhistory）。计算软件为EVIEWS。详细结果见附表2.17～附表2.20。

在第三个时段，1998年第一、二季度，印度尼西亚是货币压力的中心国家，从Granger因果分析的结论来看，其汇率指数作为韩国汇率变动的Granger原因十分明显，在滞后期为3、4、5、7时，P值都在千分位以下。但与此同时，印度尼西亚汇率在不同滞后期中都始终无法成为泰国汇率变动的Granger原因，说明印度尼西亚汇率不能作为一个有效的解释变量去解释泰国的汇率变动。在印度尼西亚汇率对其余两国汇率变动的Granger因果分析时，结论也不稳定，在滞后期不同时，因果方向存在逆转。

总之，在东南亚货币危机中，货币危机中心国家对其他国家的影响是存在的，如1997年第二、三季度时泰国汇率对韩国汇率的影响，1997年第四季度时韩国汇率对菲律宾和印度尼西亚汇率的影响，以及1998年第一、二季度时印度尼西亚汇率对韩国的影响等，但货币危机中心国家汇率对周围国家汇率的影响并不普遍存在。有些时候，一国汇率变动对解释另一国汇率变动没有帮助。

如果将分时段的因果分析结论与整体上的因果分析结论相比较，则可看出汇率市场相互影响的复杂性，正如本书前面描述的那样，Granger因果分析与研究的时段关系密切，同样两个主体，在不同时段可能正好得出相反的结论。例如在1997年第二、三季度，泰国是货币危机的中心，泰国汇率是韩国汇率的Granger原因；但在第四季度，韩国是货币危机中心时，韩国汇率成为泰国汇率变动的Granger原因。这种结果在体现货币危机存在传染性的同时，也说明货币市场影响的复杂性，影响的方向可能随着时间的变化而变化。但总体上看，汇率指数变化在各个时段都存在稳定的因果关系，而且一部分因果关系在多期滞后分析中表现十分稳定，说明数据支持货币危机的传染性。

既然实际经济数据支持货币危机具有传染性。那么接下来产生的一个问题是：货币危机的传染是随机的，还是有方向性的？投机者在决定下一个攻击目标时，选择其他国家的概率是均等的，还是发生危机的概率与某些宏观经济基础相关？下文分两步解决这个问题：第二节比较被危机传染的国家和没有被传染的国家在经济基础上的差异，第三节通过多元分析进行实证检验各类因素与货币压力增加的关系。

第二节　危机国家的汇率基础

每次货币危机，总有一部分国家损失惨重，而另外一些国家尽管也受到影响，却能幸免于难。在东南亚货币危机中，五个主要危机国家从1997年6月至1998年2月短短半年多时间，汇率贬值都在40%以上，印度尼西亚卢比贬值更高达81%以上。相反，同一地区的其他国家损失却相对较小，至少在汇率上没有大幅贬值和汇率崩溃的事件。由此产生了一个问题：为什么一部分国家会被危机所传染，而另一部分国家却不会？这个问题，除了与该国临时性的经济政策和国际救助机制有关以外，更与一个国家的宏观经济基础特别是汇率基础有密切关系，投机者攻击的着力点是一个国家的汇率水平，如果汇率基础因素是良好健全的，那么投机者攻击成功的可能性就会大大降低。相反，如果国内经济本来就隐忧重重，存在着贬值压力，在投机者的攻击和其他传染渠道的影响下，传染货币危机的可能性也就大大提高。因而，从影响汇率稳定的基础因素入手，有利于发现被危机传染的国家与没有被危机传染的国家在汇率基础上的差异，也有利于进一步的分析。

由于各类指标的方差差异较大，本书仅作均值上的比较。均值分析尽管简单，却提供了一种可能性：发现一个国家被传染的可能性根源。当然，这里所得出的差异只是被危机传染的一种可能因素，而非决定因素，但它却为本书考虑问题提供了方向。在此基础上，可以更进一步讨论这些因素是否与货币压力增加有关。

国外一些学者对发达国家和发展中国家已进行过比较，但在样本范围与样本时段上存在差异，在1997年以前研究货币危机的相关文献，^[6]由于时间关系不能对东南亚国家的实际情况进行研究。在1997年以后的研究文献中，由于研究的角度和范围不同，有着不尽相同的结论。如Francesco Caramazza，Luca Ricci and Ranil Salgado （March 2000），涉及的对象是所有市场化初期的国家和发达国家。其他一些学者由于数据上的需要（需要有足够的数据量才能保证统计结论的有效性），也都将研究范围扩大到所有发展中国家甚至是发达国家。由于本节仅作均值上的比较，所以可将样本范围缩小，这对于精确两类国家的差异是有益的。另外，国外已有学者（Reuven Glick and Andrew K. Rose，1998）证明危机的蔓延具有聚类性：危机大都在一个地区或区域内发生。由于不同地区的国家发展模式和经济特点的不同，所以用不同地区的数据来说明同一问题可能会出现偏差，正如不能用拉美国家的债务危机来解释亚洲的货币危机一样，仅以亚洲发展中国家为样本来进行分析，可以避免由于发展模式、文化背景、地理差异及各种经济基础的不同所带来的差异。

货币危机的主要体现就是汇率大幅贬值或者汇率制度的崩溃，正是由于一国经济基础提供不了对汇率的支撑，才使得货币攻击者得手。在进行数据分析之前，本书先对影响汇率的主要因素进行简单的归纳。

一、影响汇率变动趋势的主要因素^[7]

一般认为，汇率的变动是一个错综复杂和多因素相互作用的过程。它是不能用一个因素或有限的一组变量来说明的，它要从影响商品、劳务和金融资产的国际交易以及国内经济金融情况和社会心理预期的各种因素及之间的相互影响等方面来进行充分的解释和论证。从需求上讲，均衡汇率的形成和变化都是由外汇市场上的供求关系决定的，由于其受市场预期和投机因素影响，难以准确测量。本书主要从国民经济中影响汇率的中长期因素入手，分析危机国家与非危机国家与地区间在宏观经济基础上的差异。一般来讲，国民经济中众多因素都会影响汇率的长期走势，这些因素包括劳动生产率、经济增长率，国民生产总值、工业生产总值，通货膨胀率（主要包括：国民生产总值缩减指数、消费价格指数、零售价格指数和批发指数）、利率等。另外，失业率、商业库存以及个人收入尽管不会直接影响汇率，但它们反映了一国的经济发展状况，同宏观经济政策一样，它们可以影响人们对本币走势的预期，从而影响汇率的波动。下面简单分析这些因素对汇率的影响。

（一）劳动生产率、货币供应量与汇率

汇率是对两国货币价值的比率，而每一单位货币价值的大小，除了取决于货币供应量的大小外，劳动生产率的高低也是重要因素。在劳动生产率水平不变的前提下，货币供给量的增加会导致每一单位货币代表的价值量减少；在货币供应量不变的前提下，劳动生产率的提高会使得每单位货币的价值量上升。所以汇率与本国货币供应量成反向运动，与本国生产率成同向运动。在不考虑通货膨胀的情况下，汇率的变化归根结底取决于两国劳动生产率的变化。如果一国劳动生产率的增长率在较长时期内持续地高于别国，该国货币汇率尽管可能在短期内会有升降的反复，但在总体上汇率是会升值的。

（二）经济增长率与汇率

经济增长率的高低意味着投资收益的高低，经济增长率高，表明在该国投资会获得较高收益；反之，如果一国经济增长处于停滞阶段甚至是衰退期，投资收益必然下降。投资收益高时，会吸引大量外资进入，从而促使本币升值。投资收益下降时，外资会大量撤离，本币汇率贬值。总之，经济增长率会直接影响一国的资本项目，进而影响该国的货币汇率。GDP的增长率不但是经济增长率的重要体现，而且是反映一国经济整体状况的重要指标，对外汇市场有重要影响。外汇投资者都非常关注各国国民生产总值的变化情况。一般情况下，如果一个国家的国民生产总值连续两个季度下降，便可视为进入了经济衰退期。此时，外资将大量撤离，本币贬值。当GDP以良好的状态增长，会吸引大量外资进入，追逐投资收益，从而促使本币升值。当代大多数西方经济学家也把这个指标作为一个国家整体经济状况最综合性的反映。

（三）物价水平、通货膨胀率与汇率

根据购买力平价理论，汇率是由两种货币的实际购买力决定的，而购买力是由国内价格水平决定的，所以价格水平是决定货币汇率水平的重要因素。而通货膨胀率则是指一定时期内物价水平的变化率，它是影响汇率变动的另一个重要因素。相对购买力平价理论表明，两国汇率的变化取决于两国通货膨胀率的相对变化。事实上，通货膨胀既直接关系到一国货币本身实际代表的价值，又关系到一国商品的对外竞争能力以及人们对外汇市场的心理预期。一般来说，一国通货膨胀率如果长期超过另一个国家，该国货币对另一国货币贬值；反之，则要升值。通货膨胀率对汇率的影响可以通过经常账户和资本账户的变化表现出来，当一国通货膨胀率水平上升时，该国商品相对价格上升，出口下降；而进口则由于另一国商品相对价格下降而增加，这样会使经常账户盈余下降，影响汇率。通货膨胀不仅会影响到一国的进出口贸易，还会影响到一国的实际利率，因为一国实际利率等于名义利率减去通货膨胀率。在名义利率维持不变的情况下，通货膨胀率提高，则会相应降低实际利率，实际利率降低意味着资本收益下降，限制资金的进一步流入甚至是资本外逃，也会有可能导致资本项目逆差，对该国货币汇率稳定构成威胁。所以，一国通货膨胀率的变化是影响汇率变动的一个重要因素。

（四）利率与汇率

利率是本币资金的价格，汇率则是以本币表示的外币价格。本币币值是二者变化的共同基础，这决定了利率波动会直接影响到汇率。利率对汇率的影响是通过影响国际资本流动来实现的。一国利率提高，会引起国际资本流入，从而导致该国货币汇率上升；反之，利率下降会引起资本流出和本币汇率下跌。在资本流动非常迅捷的今天，不同国家间利率差异将会引起资本在国际间的大量流动。

实际上，影响汇率的是实际利率，而不是名义利率。实际利率是指扣除了通货膨胀因素后存款或投资的实际价值的增长率。有时，一个国家的名义利率虽然很高，但却存在严重的通货膨胀，该国的实际利率水平可能会很低，甚至是负数，这时该国货币的对外汇率不但不会上升，反而会下降。另外，利率对汇率的影响也不是绝对的，需要结合其他因素同时考虑，如远期汇率走势。只有当利率投机的收益足以抵补远期汇率的不利变化时，国际短期资本才会流入。

另外，通过国内外的利率差还能确定汇率的长期趋势。根据利率平价理论，当两国利率差大到套取的利息差超过交易成本时，资金就会从低利率国往高利率国流动。为了避免汇率变动带来的风险，套利者进行掉期交易业务，将未来获得的外汇在远期市场上交换成本币。随着大量套期交易的进行，低利率国汇率贬值，远期汇率升值。所以低利率国在期汇市场上必为升水，高利率国在期汇市场上必为贴水。如果投资者未进行套期交易，则国内外利率表明了预期汇率的贬值（或升值）率。

（五）失业率

失业率是一国经济发展状况的晴雨表，是反映经济状况好坏的另一个指标。失业率降低，意味着经济发展看好；失业率上升，意味着经济发展受阻。历史上每次危机爆发时，失业率都达到高峰。与前面的原理相同，失业率会通过影响资本项目的平衡来影响汇率的走势，甚至通过影响人们对汇率变动的预期来影响汇率的形成。

（六）个人收入

个人收入包括一切从工资及社会福利中取得的收入。这个数字直接反映着私人的实际购买力水平，预示将来消费者对商品和服务的需求，从而反映经济活动的普遍水平。个人收入的变化会影响到国际收支的经常项目和汇率。个人收入水平的提高会引起一个国家对外国产品的需求增加，导致进口增加和外汇汇率上升；反之，个人收入水平的下降会引起对进口产品需求的减少乃至外汇汇率的下跌。

（七）经济结构与汇率

经济结构主要指产业结构和产品结构，它对汇率的影响主要是通过影响国际收支的经常项目来实现的。如果一国的经济结构比较合理，能够适应世界市场的需求，并且能随着市场需求的变化而调整，那么，该国的贸易收支乃至经常项目收支就能够持久地保持平衡或维持顺差，该国货币在国际外汇市场上就有着较强的地位；反之，如果一国经济结构不合理，不能适应世界市场的需求或世界市场需求的变化，那么，该国的贸易收支和经常项目收支就难以保持平衡，该国货币在外汇市场上就会疲弱不振。

（八）经济政策与汇率变动

经济政策可以分为紧缩性经济政策和扩张性经济政策两种。在市场机制得以发挥的情况下，紧缩性经济政策与扩张性经济政策对国际收支及汇率的作用结果刚好相反。扩张性的财政和货币政策都将导致对物品和劳务的需求增加，进而增加进口需求，使该国的贸易收支发生不利的变化，由此导致该国货币汇率下浮。就这一点而言，二者对汇率的影响极为相似，但降低利率的货币政策还会引起国际短期资本的大量流出，抑制短期资本流入，从而引起资本项目逆差使本币汇率面临贬值的危险，而扩张性的财政政策一般情况下不会引起国际短期资本的流动。由此可见，货币政策对汇率的影响比财政政策更为明显。特别是在国内支出对利率的变化并不十分敏感的情况下，即需要大幅度降低利率才能使国内支出发生所需要的增加时，财政政策与货币政策的这种区别将更加明显；另外，紧缩性经济政策对汇率的影响与此正好相反。紧缩性的财政政策会抑制总需求和物价上涨，有利于改善一国的贸易收支，从而会引起一国货币的升值。紧缩性的货币政策一方面可抑制总需求和物价上涨，同时还可促进国际间短期资本的流入，抑制资本流出，有利于改善一国的贸易收支和资本收支，进而引起一国货币对外汇率更大程度的升值。

一般来说，宏观经济政策对一国经济的影响要在一段时间以后才能见到效果，但它却会立刻引起汇率的变动，这是因为投资者都在密切关注各国经济政策的变化，一旦发觉有变，就会立即调整其资产结构，从而引起货币供求和汇率的变化。这种对经济政策效果的预期对短期汇率波动的影响会比其对实际外汇流量的影响要大得多。

总之，汇率的形成要受众多因素的影响，除了实际的经济运行因素外，还包括政府决策、投机行为，甚至是市场预期以及投机者的心理因素等，都将影响汇率变动的趋势。俗话讲， “苍蝇不叮无缝的蛋” 。泰国等部分东南亚国家被选择为汇率攻击的对象，与其固定汇率与基础因素之间的不匹配应该不无关系。接下来，本书将从数据上对比危机国家与非危机国家与地区在相关因素上的差异，然后在下一节中实证分析货币压力的形成是否与这些因素相关。

二、汇率基础因素的数据分析

下面本书对影响汇率的各种长期经济因素进行比较分析，最常见的方法是均值和方差的比较。由于各种指标的方差通常存在差异，本书选择从均值上进行差异分析。

比较的第一个指标是实际GDP的增长率，从数据分析的结果来看（表2.5），危机国家与非危机国家与地区之间存在一个非常有趣的现象：危机国家在危机前6年的实际GDP增长率远高于非危机国家与地区，但在1996年危机国家的实际GDP增长率在1995年的基础上有较大下降，从9.0%下降到7.7%。从总体上看，危机国家的实际GDP增长率存在下降趋势，而非危机国家与地区的实际GDP增长率却一直在上升。尽管如此，从整体上讲，危机国家的实际GDP增长率仍高于非危机国家与地区，这说明危机传染可能与经济增长率无直接关系。至于为何高的经济增长率却发生了货币危机，需要从经济结构和经济增长质量上另行分析。

表2.5　两类国家年均实际GDP增长率（百分数）的比较①

注：根据IMF世界经济发展报告（2003、2004）数据库数据计算而得。网址：http://www.imf.org/ external/pubs/ft/weo/2003/01/data/index.htm。

第二个指标是通货膨胀率（由于数据原因，此处用消费者物价指数计算），从计算结果（表2.6）看，在危机前几年中，几个危机国家的通货膨胀率均低于亚洲的平均水平。而且危机国家的年均通货膨胀率水平也低于非危机国家与地区。另外，将墨西哥货币危机中的几个主要危机国家1990～1997年的通货膨胀水平与亚洲国家进行比较时，东南亚危机国家的通货膨胀水平远低于墨西哥危机中主要危机国家的通货膨胀水平（表2.7）。结果说明，东南亚货币危机与墨西哥货币危机有着完全不同的传染基础，东南亚货币危机并不是由较高的通货膨胀水平引发的。

表2.6　两类国家年均通货膨胀率（百分数）的比较

资料来源：http://www.imf.org/external/pubs/ft/weo/2003/01/data/index.htm。

表2.7　墨西哥货币危机中主要国家通货膨胀率

资料来源: http://www.imf.org/external/pubs/ft/weo/2003/01/data/index.htm。

过重的债务负担也是诱发汇率波动的重要因素之一。世界清算银行对世界上的多数国家间的债务流量和存量进行了分类汇总，债务流量包括银行贷款（Bank Loans）、国外发行的债务债券（Debt Securities Issued Abroad）、多方债权（Multilateral Claims）、官方双边贷款（Official Bilateral Loans）、对银行负债总额（Total Liabilities to Banks）、贸易信贷总额（Total Trade Credit）、银行债务总额（Total Claims on Banks）共七项，对银行负债总额统计了位于36个国家的银行债务。从债务流量构成来看，对银行负债总额是主要的组成部分之一。本书比较了危机国家和非危机国家与地区历年的债务比率（债务/GDP的百分数），结果见表2.8。同样，本书对亚洲市场化初期国家的其余部分（除了5个危机国家外，由于数据质量原因，国际货币基金组织数据库中没有包含阿富汗和文莱的数据）共21个亚洲国家与地区的银行债务比率作了相同计算，从结果来看，1990～1996年，除了瓦努阿图和新加坡外流量波动较大外（瓦努阿图7年间的平均比率为46.4%，最大值为526.82%，新加坡7年间的平均比率为10.47%，也较大地高于其他国家），其余亚洲国家银行债务流量与GDP的比率均明显低于5个危机国家，整个非危机国家与地区的平均比率为2.93%，如果除去瓦努阿图和新加坡，则整个非危机国家与地区的银行债务比率降为0.24%，与危机国家的平均数3.7%相比，非危机国家与地区仅为危机国家该项指标的6.5%。债务流量与GDP的比率的另一个特点是：从年度均值上看，危机国家从1993年开始，总体上呈上升趋势，1993～1996年的年度均值分别为2.13%、3.49%、7.41%、5.77%，而非危机国家与地区在1993～1996年的均值（不包含新加坡和瓦努阿图）分别为1.72%、-1.44%、0.23%、0.22%，可以看出危机国家在1993～1996年整体上处于上升趋势，特别是从1994年到1995年，银行债务流量翻了一倍多，表明当年有大量外债注入这些国家，如果这些债务利用不当，可能是引发货币危机的原因之一。相比之下，非危机国家与地区这几年间的债务流量却在整体上呈现下降趋势。

表2.8　国家银行债务流量与GDP比率（百分数）

续表

注： “*”表示除瓦努阿图和新加坡以外的其他非危机国家与地区。
资料来源：由IFS数据库和WEO报告（1999/4）中数据计算得到。

另一个反映债务状况的指标是债务存量，以国际清算银行的数据为基础，分析两类国家在1990～1996年银行债务存量与GDP的比率，5个危机国家的比率如表2.9所示。

表2.9　危机国家银行债务存量与GDP的比率（百分数）

续表

注： “*”表示除瓦努阿图和新加坡以外的其他非危机国家与地区。
资料来源：由IFS数据库和WEO报告（1999/4）中数据计算得到。

从表2.9中可以看到，危机国家与非危机国家与地区在债务存量上也普遍存在差异：5个危机国家在7年间的平均数均在15%以上，依年度来看呈现明显上升的趋势，7年间的数据分别为19.73%、20.39%、20.16%、20.55%、21.49%、25.93%、29.03%。7年间债务存量与GDP的比率的平均水平也达到了22.47%；而非危机国家与地区债务存量比率情况与债务流量比率基本相同，在数据包含的21个国家与地区中，绝大多数国家的债务存量比率都明显低于危机国家（与流量情况相同，只有瓦努阿图和新加坡的比率异常，瓦努阿图7年间银行债务存量与GDP的比率的平均数高达337.79%，新加坡更高达420.95%，对其原因需另外研究），而且呈现明显的下降趋势，1990～1996年债务比率的平均数分别为5.06%、4.47%、5.17%、5.79%、3.92%、3.74%、3.60% （不包括瓦努阿图和新加坡），7年的平均数为4.54%，只有危机国家平均数的约1/5。

债务流量和存量比较结果表明，危机国家与非危机国家与地区在债务状况上存在明显差异。除瓦努阿图和新加坡外，非危机国家与地区的债务流量与GDP的比率只有危机国家的6.5%，债务存量与GDP的比率只有危机国家的20.2%。当然，这些债务是否促成货币危机的原因，还需要结合债务的使用情况及当时国内经济情况进行具体分析。如果债务结构不合理，短期债务比重大，容易造成国际波动性问题，成为投机者攻击的弱点。在第三章，将对此作进一步的分析。

经常账户余额是影响汇率形成的重要因素，它是本书分析的第五个目标。从亚洲市场化国家经常账户余额占GDP的比例来看（表2.10），在危机发生的前7年间，危机国家呈现连续的逆差，而非危机国家与地区中除了中国、巴布亚新几内亚和新加坡外，其余大部分国家经常账户余额均值也呈现逆差。^[8]但从数值上看，危机国家与非危机国家与地区呈现出明显差异：1992～1996年，几个危机国家的经常项目赤字占GDP的比率呈明显上升趋势，从2.93%上升到5.10%；而非危机国家与地区则呈现明显的下降趋势，从5.57%下降到2.09%，二者呈现明显的反方向运动。1996年两类国家与地区经常项目赤字占GDP比率百分数的差异达到了3.01%。即使排除经常项目顺差较大的新加坡对数据的影响，非危机类国家与地区仍呈现明显的下降趋势，1992～1996年经常项目赤字占GDP的平均数分别为6.60%、6.11%、2.78%、3.36%、3.18%，两类国家与地区在经常项目赤字上表现出明显差异。

失业率不是影响汇率的直接因素，但它体现一国经济增长的好坏，从而影响人们对本币走势的预期。从失业率指标上看（由于数据原因，非危机国家与地区仅包括孟加拉国、中国、斐济、巴基斯坦、新加坡、斯里兰卡和中国台湾），危机国家和非危机国家与地区的差异也并不明显，非危机国家与地区中以斯里兰卡的失业率最高，7年间的平均水平为13.5%，中国台湾的失业率最低，危机前7年的平均水平为1.7%；危机国家中，危机前7年的失业率平均值最高的为菲律宾，水平为8.4%，最低的是泰国，失业率为1.6%。即使考虑失业率对汇率影响的滞后影响，本书观察1990～1996年两类国家的平均水平，非危机国家与地区的失业率均值水平持续地高于危机国家的均值水平。从1991年开始，非危机国家与地区的失业率水平持续高于危机国家1.1个百分点以上（表2.11）。

表2.10　经常项目余额占GDP比率（百分数）

资料来源：由IFS数据库和WEO报告（1999/4）中数据计算得到。此处省略了非危机国家与地区的国别数据。

表2.11　亚洲危机与非危机国家与地区失业率比较

资料来源：由IFS数据库和WEO报告（1999/4）中数据计算得到。

实际利率是影响汇率水平的重要因素，随着金融一体化进程的深入，利率水平的变动将引起资本在国际间的巨额流动，并对汇率产生重要影响。东南亚货币危机中两类国家与地区实际贷款利率（由于数据原因，用60天贷款利率减去消费者价格指数变化率来替代）如表2.12所示。

表2.12　两类国家与地区在实际贷款利率均值上的差异（60天，年利率）

资料来源：由IFS数据库和WEO报告（1999/4）中数据计算得到。

从季度值的变化来看，两类国家与地区存在差异。从1996～1997年第二季度，表中所列非危机国家与地区的整体贷款实际利率为6.58%，而危机国家的均值为7.82%，差1.24个百分点。另外，从6个季度实际利率的变化趋势来看，两类国家与地区也明显不同，非危机国家与地区的实际贷款利率比较稳定，6个季度的数值分别为6.24%、6.60%、7.35%、6.54%、5.93%、6.84%，而危机国家的实际贷款利率则呈现稳定的上升趋势，6个季度的数值分别为5.89%、6.62%、7.91%、8.38%、8.99%、9.11%。利率在货币危机中的作用是复杂的，在货币危机期间，政府可以用它来提高投机攻击成本，对危机传染中的投机攻击是一种阻碍力量。

接下来考查两类国家与地区在财政政策和货币政策上的差异，尽管它们不是影响汇率的重要的、直接的因素。但它们会影响投资者的预期，促使其调整其资产结构，从而引起货币供求和汇率的变化。本书主要比较两类国家与地区在政府赤字与GDP的比率以及货币发行量与外汇储备比率上的差异。从财政赤字与GDP的比率来看（表2.13），危机国家在赤字与GDP的比率上明显低于非危机国家与地区。从整体水平来看，1990～1996年，非危机国家与地区的财政赤字与GDP比率的平均水平为-3.35%，而5个主要危机国家财政赤字与GDP的平均百分比仅为0.46%。从个体来看（取1990～1996年的均值），非危机国家与地区中赤字占GDP的最大比率为马尔代夫，达到7.95%，最小值为0.94%。而危机国家中赤字占GDP的最大比率为2.88%，最小值只有0.21%。因而无论从哪个角度上看，几个危机国家在财政赤字的控制上并无失当之处，相对于非危机国家与地区而言，危机国家的财政赤字还处于一个较低的水平。说明由财政赤字引发汇率危机传染的可能性较小。

从货币发行量的角度来看，较大的货币发行量意味着本国货币相对于他国货币币值的下降。在货币危机的传染中，常用的一个指标是货币存量与储备的比率，比率的提高则意味着抵御货币危机的能力下降。从计算结果来看，两类国家与地区在货币存量与储备的比率上的差异并不明显。而且非危机国家与地区的比率略高于危机国家（表2.14）：非危机国家与地区7年间的整体平均水平为1.77，而危机国家在此7年间的整体平均水平只有1.20。从个体来看，5个主要危机国家在比率上的差异也明显小于非危机国家与地区。这说明危机国家在危机前几年在货币政策上与非危机类国家与地区并无太大差异。当然货币供应量与货币压力关系的密切程度如何，还须看实证分析的结果。在下一节中，本书将利用数据作进一步的分析。

表2.13　两类国家与地区在财政赤字与GDP比率上的差异

资料来源：由IFS数据库和WEO报告（1999/4）中数据计算得到。

表2.14　两类国家与地区货币供应量与储备比率

资料来源：由IFS数据库和WEO报告（1999/4）中数据计算得到。

三、数据分析的基本结论

历史上，每次危机所涉及国内经济基础都会有不同甚至是很大的不同，如1929～1931年资本主义世界爆发的金融危机和经济危机，其根源被认为是生产危机，是由生产部门的失衡引起金融市场的动荡，而金融动荡反过来又加剧了生产危机。^[9]1982年的拉美债务危机的内部根源则是由于拉美国家债务居高不下，加上20世纪70年代末国际金融市场利率急剧提高和1979年的第二次“石油冲击”造成的。^[10]1992～1993年的欧洲货币体系危机是由经济实力的严重失衡和欧洲的中心汇率平价网体系造成的。^[11]1994年墨西哥金融危机爆发的内部原因是由于对外来资本的过度依赖，经济结构失调、经济增长下降，外资大量出逃造成的。每一次危机爆发的内部根源不尽相同，随着国际经济关系在不断的发展变化，危机发作的原因也在不断变化。虽然如此，对每一次危机爆发的深层的国内根源的研究都是非常重要的，正是由于这些不断的研究，才使得人们对危机发作根源的认识在不断的进步和提升，从而制定出更加全面和完善的危机防范措施，尽量减少因危机带来的国家、地区乃至世界经济的动荡。

前文的数据分析结果表明，亚洲金融危机跟以往的金融危机相比，在引发危机的经济基础上有着不同于以往的特点。如果说Krugman的危机模型在解释亚洲金融危机以前是基本适合的，那么，从亚洲金融危机开始，出现了与Krugman模型预言有所不同的特点。具体来说，东南亚金融危机有着以下几方面不同于以往的特殊性：

首先，它不属于生产型危机，因为在危机前东南亚各国都保持了较高的经济增长率（表2.5），完全没有出现过经济停滞的现象。

其次，东南亚危机各国的信贷和财政赤字都处于正常水平，而根据Paul Krugman （1996）的第一代危机模型，引发危机的关键是由于财政赤字使得国内信用膨胀，导致本币利率降低，资金外逃，最终外汇储备耗尽，引发货币危机。而前面分析的数据则显示，东南亚国家的财政状况并未出现巨额赤字，只有极小额的赤字甚至是盈余（表2.13）。

最后，东南亚危机国家在危机前没有出现较高的通货膨胀。根据Krugman的模型，信用膨胀将会导致国内价格水平的持续上涨，引发通货膨胀，但东南亚国家的通货膨胀水平却并不高（表2.6）。而墨西哥等国在发生危机前与Krugman模型相一致，出现了较高的通货膨胀率。

虽然东南亚危机国家没有出现高额财政赤字和严重的通货膨胀，但经济基础也表现出一些共同的地方，通过前面的数据分析，东南亚国家在危机前有两个共同特征。

一是在1994～1996年，经常项目赤字发生了非常大的变化，贸易逆差迅速增大。在表2.10中可以清楚地看到，从1994年到1996年，危机国家经常项目赤字占GDP的比率从3.81%上升到5.10%，而非危机国家与地区却从1992年的5.57%下降到2.09%。经常项目赤字往往是爆发金融危机国家对外贸易的通病，而巨额经常项目赤字对宏观经济的影响是深远的。首先，它意味着国内购买力向外流出，对国内产出的需求相对下降或者不足。其次，它对汇率形成向下压力，并耗费外资储备，使货币当局干预外汇市场能力下降。泰国正是因为实行与美元挂钩的钉住汇率制，在本国货币承受巨大的贬值压力时，为了维护和保护汇率的稳定，政府则大量消耗外汇储备，使国际投机游资有了可乘之机。政府的外汇迅速减少，直至被迫宣布货币贬值，引发货币危机。

二是外债数额庞大，外资结构不合理。由于持续的经常项目赤字，导致国际收支失衡，为了弥补赤字，维持国际收支的平衡，往往需要大量不断的外资流入。结果造成债台高筑，成为投机攻击者的目标。另外一个特点是，外资投资结构不合理，其中大部分投入到证券、股市和房地产业等。使长期负债少，短期投机性负债比重过大，使整个经济极不稳定，稍有动荡，大量的短期外债就会迅速抽走，从而引发更大动荡，成为货币危机传染的基础性因素，也为投机攻击提供了着力点，加大了货币危机传染的概率。前面的均值分析已经证实了这一点，几个危机发作国家在危机前几年的债务流量与GDP的比值明显高于非危机国家与地区，除了个别国家（新加坡和瓦努阿图），整个危机国家的平均比率为3.70%，而整个非危机国家与地区的银行债务比率降为0.24%。与危机国家的平均数3.7%相比，危机国家是非危机国家与地区该项指标的15倍多。1994～1996年危机国家债务流量比率陡然增加就是短期债务增加的结果；另外，从债务存量上看，7年间危机国家债务存量与GDP比率的平均水平为22.47%，而非危机国家与地区的平均数仅为4.54% （不含瓦努阿图和新加坡），只有危机国家平均数的20.2%。两类国家与地区在债务上的差异可能也是促成投机者针对性攻击的原因之一。同时，债务差异与亚洲国家的钉住汇率制存在某种内在联系，是政府的隐性担保和道德风险作用的结果。在第三章，本书将作进一步分析。

第三节　危机传染与国内宏观基础的实证分析——危机传染的方向性

上一节分析了两类国家与地区在汇率基础因素上的差异，本节进一步分析货币压力与主要差异因素的关系，在多元回归的基础上进行假设检验，确定各种因素与货币压力关系的显著性。如果某几类因素对货币压力的影响是显著的，理性投机攻击者在一个国家发生货币危机后就不会随意选择攻击对象，而会选择容易促使货币压力增加的国家发动攻击，这样成功的几率更大。也就是说，投机者会选择具有某种特征的国家发动攻击，货币危机也会沿着具有该类特征的国家扩散。这就是货币危机传染的方向性问题。

一、现有研究总结

Graciela Kaminsky、Saul Lizondo、Carmen M. Reinhart （July 1997）曾对关于货币危机实证的25篇论文进行过分析。^[12]该文总结了相关文章涉及的样本时间、数据频率、国家范围、所用指标变量及所用的主要方法。以前的文章讨论的时间长短各不相同，国家范围也各有差异，涉及的指标也不尽相同，所以Kaminsky等人着重对各文所用的指标系列进行了分析总结，观察不同的指标预测货币危机时得出正确结论的频率，进而以此作为各种指标在预测货币危机时作用大小的依据。Kaminsky总结出的指标共分为六大类十小类：

1.对外指标

对外指标共分为4小类：资本账户、外债状况、经常账户、国际因素。

资本账户下涉及的指标有：国际储备/基础货币、国际储备/GDP、国际储备存量、储备/进口、储备的增长率、中央银行外汇资产/基础货币、中央银行净外汇资产增长率、外汇资产/M1、外汇资产/M1的平方、错误与遗漏加上短期资本、短期借入形式的股本流量、短期资本流量/GDP、FDI/债务、资本账户平衡项/ GDP、国内外实际利率差、国内外名义利率差，共16个指标。经整理以后可分为5个指标：外汇储备、短期资本流动、国外直接投资、资本项目平衡、国内外利率差。

债务状况有10个小指标，包括国外援助、外债总额/GDP、国债/ GDP、商业银行贷款、优惠贷款、可变利率贷款、短期债务、公共部门债务、多方发展银行贷款、还本付息额/GDP。整理后可分为8个指标：国外援助、外债总额、国债总额、多方发展银行贷款、商业银行贷款额、优惠贷款额、短期外债、可变利率贷款额。

经常账户有18个小指标，包括真实汇率的改变值、真实汇率水平、真实汇率的偏移、真实汇率的方差、真实双边汇率与PPP定律的偏离、与真实汇率趋势的偏离、与真实汇率历史平均水平的偏离、真实汇率的平方、贸易余额/GDP、经常账户/GDP、出口额/GDP、出口/进口、出口变化、进口变化、储蓄/GDP、投资/GDP、贸易条件的改变、出口价格的改变。整理归纳后分为8个指标：真实汇率、经常账户余额、贸易余额、出口额、进口额、贸易条件、储蓄、投资。

国际因素包含的指标有：经济合作与发展组织实际GDP增长率、国际利率、美国利率、国外价格水平。整理归纳后分为3个指标：国外实际GDP增长率、国外利率、国外价格水平。

2.金融指标

金融指标分为两小类，金融自由化指标和其他金融指标。

金融自由化指标分为6个指标：真实利率、信贷增长率、信贷增长额/GDP、存贷利率差、M2乘数的增长率、美国的信贷/储蓄的变化率。整理归纳后分为4个指标：实际利率、信贷增长、存贷利率差、货币乘数。

其他金融指标：“影子”汇率、平行市场汇率升水、汇率平价、本国汇率在波动幅度中的位置、货币需求供应缺口、M1增长率、M1水平、相对于美国M1的增长率、相对于美国的广义货币的增长、银行存款的变化、债券收益、通货膨胀率、相对于美国的通货膨胀率、M2/国际储备。归纳整理后分为8个指标：平行市场汇率、汇率平价、本国汇率在波动幅度中的位置、货币需求与供给缺口、银行存款的变化、中央银行向银行系统的贷款额、货币量、M2/国际储备。

3.实际部门指标

实际部门指标包括实际GDP增长率、单位资本增长率、产出水平、产出缺口、制造业实际工资、工资增长率、失业率、就业增长率、股价变动。整理后分为5个指标：通货膨胀水平、实际GDP增长率或水平、产出缺口、就业率或失业率、股价的变化。

4.财政指标

财政指标包括财政赤字/GDP、相对于美国的财政赤字/政府消费比率、政府消费/GDP、公共部门信贷/信贷总额、公共部门贷款额的增长率、公共部门信贷增长/GDP。整理后财政指标可分为3个：财政赤字、政府消费、向公共部门的贷款。

5.制度和结构指标

制度和结构指标包括多重汇率虚拟变量、汇率控制虚拟变量、单位资本的相对GDP、金融自由化虚拟变量、银行危机虚拟变量、开放程度、贸易集中度、实行固定汇率的月数、过去的外汇市场危机、过去的外汇市场事件。整理后分为9个指标：多重汇率虚拟变量、汇率或资本控制、开放程度、贸易集中度、银行危机、金融自由化虚拟变量、实行固定汇率的月数、外汇市场危机历史、外汇市场事件历史。

6.政治指标

政治指标包括政府胜利虚拟变量、政府失败虚拟变量、竞选、换届、合法的权力移交、不合法的权力移交、政策稳定性程度、左翼政府、财政部长变动。整理后分为4个指标：合法的政权交替、不合法的政权交替、政府胜利、政府失败。

接下来，Kaminsky等人对过去预测货币危机的相关文献进行了总结归纳，统计了各个指标在文献中被使用的次数以及被证明为具有统计显著性的次数，从而观察各个指标的表现，从结果来看，被证明是显著有用的指标包括国际储备（被使用11次，其中10次被证明是显著的）、实际汇率（被使用12次，其中10次被证明是显著的）、国内信贷增长率（被使用7次，其中5次被证明是显著的）、国内通货膨胀（被使用5次，其中5次被证明是显著的）和公共部门贷款（被使用3次，其中3次被证明是显著的）。数据支持的其他有用数据包括出口额（被使用3次，其中2次被证明是显著的）、贸易余额（被使用3次，其中2次被证明是显著的）、M2/国际储备（被使用2次，其中2次被证明是显著的）、实际GDP增长（被使用8次，其中5次被证明是显著的）和财政赤字（被使用5次，其中3次被证明是显著的）以及货币增长（被使用3次，其中2次被证明是显著的）。

二、检验模型的建立及其特点

建立模型的第一步是选取指标，本书的指标选取有如下三个特点：

（1）数据的组织采用截面数据的形式。由于同时观察的变量较多，各国在长时期内政策变化也较大，所以本书的数据宜采用合成数据的形式。

（2）为了消除各类指标在数量级上的差别，同时更能体现指标值的突变和变量间的弹性关系，本节中指标值用变动率表示。以货币发行量和通胀率为例，在IFS数据库中，货币发行量都以百万美元为单位，许多国家的货币发行量都以百万或亿为单位，而通货膨胀则以百分数为单位，值始终都在0与1之间，二者的均值和方差都相差非常大，做回归分析时，势必造成系数上的巨大差异，影响分析结果。采用变动率指标缩小了数量级差异。指标值的变动率用公式表示为：

式中：ym，n为第m年n月的变动率；Ym，n为第m年n月的实际指标值；Ym-1，n为第m - 1年n月的实际指标值。

另外，本节的主要任务是实证分析货币危机的传染是随机的还是有方向性的。货币危机的扩散与汇率本身的运动规律并不完全相同，货币危机的扩散研究的是为什么一个国家发生货币危机后，其他原本看来不会发生货币危机的国家也相继发生了货币危机。在汇率指标值上表现为当一个国家的货币大幅贬值后，其他国家的货币也相继贬值，也就是研究两国汇率的变动率之间的关系。在本书的模型中，各指标值的变化率更能直接体现这种突变性和指标变动间的弹性关系。当然，一国汇率引起其他国家汇率变动的途径除了汇率市场的联动关系外，也通过中间变量进行传染，特别是在货币危机期间，当A国发生货币危机后，货币市场参与者增加了对B国货币市场的风险估计，当他们认为B国的汇率水平难以维持甚至汇率制度将要崩溃时，便会向B国发动攻击。这种攻击的主要目标是使政府的外汇储备减少或本外币力量发生根本性的对比。所以在货币危机期间，国内因素的突然变化也是攻击传染的体现之一。国际投资者的攻击是东南亚货币危机传染性增加的重要因素，本书的分析有助于分析攻击的途径和方向。对货币市场间影响的研究将在第四章中进行。

（3）为了消除长期内经济政策变动的影响，在可能的范围内，本节的数据尽量采用高频数据，以提高模型的可靠性。如果时间跨度过长，各国宏观经济政策在长期内都会发生变化，而政策变量难以量化，增加了模型的难度，所以不能因为数据量问题而无限延长时间跨度。另外，统计模型要求必须要有足够的样本量，否则将会影响模型的可靠程度，时间跨度过短，样本量会受影响，这是一对矛盾。解决的办法只有在可能的范围内提高数据的频率。

Reuven Glick and Andrew K. Rose （1998）的研究表明，货币危机的发生具有地域上的聚类性，即货币危机发生的国家往往处在同一地理区域，具有相同的文化背景或宗教信仰，具有相同的发展模式或处于相同的发展水平，这样投机攻击者在确定攻击目标时，往往把这些国家视为一类，当一个国家发生危机时，投机者预期其他国家发生危机的可能性增大，从而大量撤资引发危机，甚至是进行恶意攻击，从中获利。

受本土主义的影响，大部分西方学者都将发展中国家或经济体和发达国家的货币危机进行综合研究及比较。由于不同地区的国家发展模式和经济特点的不同，所以用不同地区的数据来说明同一问题可能会出现偏差，正如不能用拉美国家的债务危机来解释亚洲的货币危机一样，对不同经济制度的国家的合成数据进行研究可能会带来不实结论。从大部分文章的可决系数来看，其解释力也偏低。

本书选取亚洲发展中国家为样本范围，符合Reuven Glick and Andrew K. Rose （1998）要求的同地域性，用来检查危机的传染比较合适。另外，亚洲国家的经济基础、文化传统、发展模式都有相似性，存在传染的基础。因而，样本的选取避免了许多研究文章中将发达国家与发展中国家进行对比时在汇率制度上和文化上的差异。合成数据的截面单元包括阿富汗、不丹、柬埔寨、中国、斐济、几内亚、中国香港、印度、印度尼西亚、韩国、老挝、中国澳门、马来西亚、马尔代夫、缅甸、尼泊尔、巴基斯坦、菲律宾、萨摩亚群岛、新加坡、所罗门群岛、斯里兰卡、泰国、汤加、瓦努阿图、越南26个国家和地区。

涉及变动率表示的数据指标有：

cri：危机指数指标。

cpi：消费者物价指数。

dev：汇率相对于上一年同期的贬值率。

nerch：名义汇率相对于上一年同期的变化率。

pres：储备量相对于上一年同期的变化率。

rerch：实际汇率相对于上一年同期的变化率（间接标价法，正号贬值，负号升值）。

lend：社会公众贷款（贷款总申请额减去政府申请额）申请额变动率。

cri表示货币压力，定义为促成货币危机形成的力量大小，包括储备减少、利率提高、汇率贬值等因素（由于利率工具的多功能性，除货币压力外的其他因素也会造成利率的变化，本书暂不考虑利率因素），其计算公式为：

cri = pres*@inv （@stdev （pres））－ dev*@inv （@stdev （dev））

（式中指标均为合成数据；@inv （·）表示倒数算子，@stdev （·）表示标准差算子）

rerch是实际有效汇率rer的变动率。其中rer为各国对美国、日本和欧洲主要货币按进出口总额的加权平均汇率，并用消费者平价指数（来自IMF数据库）调整。

dre是表示储备充足与否的虚拟变量。通常用m2/rser或rser/m2的比率，m2/rser的比率越低或rser/m2的比率越高，表示储备越充足。在本书的基本模型中，用m2/rser来计算储备的充足情况，当m2/rser的值小于1.8时，认为储备充足，记为1。当m2/rser≥1.8时，认为储备不充足，记为0。

dsf是表示经济基础俱全与否的虚拟变量。在本书中主要用非政府贷款申请总额和实际汇率升值两项指标。当社会贷款（包括私人贷款和企业贷款）总额变动率小于0，实际汇率升值率小于5%时，认为经济基础是健全的，指标值取1，否则取0。

本节的主要任务是研究货币危机传染的方向性，由于危机传染涉及方方面面的因素，包括政治的、经济的、心理的和非心理因素等，有些方面的数据难以量化甚至无法量化，在经济数据库中没有系统的记录，如政治因素、心理预期等。因而本书无法利用现有数据对货币危机传染的方方面面的因素做出详尽的研究。本书仅仅针对可以量化的、人们能够进行控制的因素进行研究，当然这样的研究也是有必要的。不能量化的因素只能作定性的研究，难以进行实证检验，即使有一般性的结果也难以在实际操作时准确地把握时机。不能控制的变量存在自身的运动规律，本书只能认识其规律，很难对其进行调控以阻止危机的发生或传染。如果能够找到货币压力指标与可量化、可操作的因素的关系，对于防止危机的发生和打破危机的传染链是非常有利的。

根据上一节的均值分析，本书找到了在东南亚货币危机中危机国家和非危机国家与地区在影响汇率走势的各种经济因素上的差异，包括经常项目赤字和债务上的差异，以及实际汇率升值。经常项目赤字主要影响一国的外汇收入，而债务增多和实际汇率升值则影响一国的经济基础。结合前面的分析，本书选取两个指标进行实证：储备充足率和经济基础健全程度。主要检验这两个因素与货币压力增加的关系，如果两个因素与货币压力存在稳定关系，则理性投机者会选取储备不充足和经济基础不健全的国家发动攻击，投机攻击是有选择的，货币危机的传染是有方向性的。当然，这两个方面只是本书中认为的投机者考虑的主要因素，可能还存在其他一些投机者看中的因素。

检验的基本模型如下：

式中：a1+ a3表示储备充足的国家公众贷款申请额指标与货币压力指标的关系；a2+ a4表示储备充足的国家有效汇率升值与货币压力指标的关系；a1+ a5表示经济基础健全的国家公众贷款申请额指标与货币压力指标的关系；a2+ a6表示经济基础健全的国家有效汇率升值与货币压力指标的关系。

从理论上讲，贷款额越大，经济中隐含的风险也就越大，因而公众贷款申请额的系数a1应该为正数。而汇率的效应则不同，正值表示贬值，负值表示升值。一般情况下，贬值后发生货币危机的可能性将变小，因而a2就为负值。dre表示外汇储备的充足情况，dsf表示经济基础的健全情况，从理论上讲，外汇储备越充足，经济基础越健全，引发货币危机的可能性越小，甚至不会被危机所传染。本书中，当m2/rser≤1.8时，本书认为外汇储备是充足的。当社会贷款（包括私人贷款和企业贷款）总额变动率小于0，实际汇率升值率小于5%时，认为经济基础是健全的。如果投机攻击者不会攻击储备充足、基础健全的国家，那么有

对此，本书将进行假设检验，如果上式成立，则说明投机者在选取攻击目标时是有方向性的——只会选择储备不充足或经济基础不健全的国家发动攻击。

三、检验方法选取

接下来，本书在结构检验和回归方法（提高模型准确性）选择的基础上对（式2.3）进行怀特（Wald）系数检验，判断货币危机传染的方向性。

（一）结构性检验

另一个需要首先解决的问题是模型的结构问题，即在非危机期间与危机期间，危机模型的结构是否会发生变化，危机指数与各决策变量的关系是否会发生变化。

危机前时段本书取1996年5月至1997年5月，危机时段取1997年6月到1998年6月。结构检验的方法是邹检验：首先对整个时段做回归分析，设残差平方和为s1，危机前时段的残差平方和为s2，危机时段的残差平方和为s3，有约束与非约束的残差差为s1- s2- s3，非危机时段的样本量为n1，危机时段的样本量为n2，决策变量个数为k，则

服从参数为（k，n1+ n2- k）的F分布。如果实际计算出来的值大于F值，则拒绝原假设，认为危机前和危机时段的方程结构不同。否则，接受原假设，认为结构不发生变化。计算结果如下：s1= 38.52，s2= 15.16，s3= 8.44，n1+ n2= 701，k = 28，则

本书取显著性水平为5%，Fa（k， n1+ n2- k）= F0.05（28， 648）= 1.49，很明显实际值大于临界值，所以本书认为在不同时段模型的结构或者说各个因素间的关系发生了变化。因而在分析中需要对不同时段分别作回归分析。本书仍按基本模型：

进行合成数据的回归，但将样本区间分为两个时段：危机前时段和危机发生期。

（二）回归方法的选取

为了提高模型的精确性和拟合优度，对各种模型的拟合结果进行比较，由于模型在危机和非危机时段结构上存在差异，要先对危机前的数据进行比较，再进行危机时段的方法比较。

合成数据的分析模型中常数项的选择有四种情况：不含截距、共同截距、固定截距（即每个国家都有不同的截距，反映危机模型存在国别效应）、随机模型。由于本书关心的是为什么一些个体会传染危机，而另一些不会，不是对总体进行推断，故适宜采用确定性模型。参数估计有三种方法：无加权（No Weighting）、广义二乘法（Cross Section Weights）、极大似不相关回归（SUR）。每种方法都有不同的含义。

无加权的普通最小二乘法：所有观测变量都有相同权数。

广义最小二乘法：先使用相同权数做最初的回归权数估计，然后再用估计的权数作加权最小二乘法。

极大似不相关回归法：似不相关回归。在最初的回归中得到合并数据库成员的协方差矩阵，然后在广义最小二乘法中运用。

本书将根据拟合优度的值和怀特的一般异方差检验结果来确定回归方法。

为了确定常数项，本书进行有限制回归的F-检验，设无限制模型的拟合优度为R2ur，有限制模型的拟合优度为R2r，如果限制条件有m个，则

服从参数为（m，n - k）的F分布，其中m为限制条件个数，n为样本量，k为决策变量个数。本书取显著性水平为5%，如果按上面公式算出的实际值大于显著性水平下的F值，则拒绝有约束条件下的模型。F-检验如表2.15所示。

表2.15　模型结果比较

资料来源：EVIEWS软件计算结果。原始资料来源：国际货币基金组织IFS数据库。网址：http：// ifs.apdi.net/imf/ifsbrowser.aspx？branch=ROOT。

结果表明，在无截距对共同截距的F-检验中，实际值大于5%显著性水平下的F-值，故拒绝无截距的假设，接受共同截距的模型。在无截距对固定截距的F-检验中，实际值也超过了显著性水平下的F-值，故拒绝无截距的假设，接受固定截距的假设。最后将共同截距对固定截距做F-检验时，得到的结论是拒绝共同截距，接受固定截距的假设。故在确定性模型中，本书选取固定截距的模型。

另一个需要解决的问题是残差的异方差性，从而决定回归的方法。如果残差是同方差的，则可选取普通最小二乘法。如果残差存在异方差性，则采用广义最小二乘法。

异方差的处理也是影响模型有效性的一个方面，本书选取怀特（White）异方差检验来诊断模型中是否存在异方差：先对原方程作回归分析，取得残差序列组，然后将残差对诸回归元的二次函数作辅助回归，设该方程的拟合优度为R2，样本大小为n，则n · R2近似服从χ2分布，自由度为辅助回归中的回归元个数（不含常数），如果实际计算值超过临界值，则说明存在异方差，否则说明没有异方差性。在对（式2.3）进行回归的基础之上，将残差序列对主要变量的二次函数作辅助回归，模型如下：

辅助回归的拟合优度为R2= 0.496，不含常数的回归元个数为9，样本量为n = 713，nR2= 353。如果取显著性水平为0.05，则χ2（0.95，9）= 16.92，明显实际结果大于临界值，故拒绝不存在异方差性的原假设，认为不同国家的回归分析残差中存在异方差性，因而需要进行加权分析。

综合前面的分析，本书选取固定截距的广义最小二乘法对（式2.3）进行回归。对危机时段的方法进行比较时，也得到类似的结论，由于方法类似，不再重述。

（三）实证结果及含义

两个时段的检验结果如表2.16所示。

表2.16　危机与非危机时期结构比较

资料来源：EVIEWS软件计算结果。原始资料来源：国际货币基金组织IFS数据库。网址：http://ifs. apdi.net/imf/ifsbrowser.aspx？branch=ROOT。

从表2.16中可以看出，两个时期的结构（解释变量的系数）存在相似的地方，也存在一定的差异。在两个时段中，公众贷款申请额的系数均为正，说明无论在非危机时期还是在危机时期，靠增加贷款来推动经济增长都会带来货币压力。另外，有效汇率有两个时期的系数分别为-0.1998和0.1187，说明在非危机时期，实际汇率升值会带来货币压力，这是符合一般经济理论的：有效汇率的升值会降低出口数量，增加进口额，造成经常账户盈余下降或者赤字增加，从而添加了货币压力。而在危机时段，有效汇率贬值会进一步增加货币压力。对此的解释是，在危机时段，出于强烈的自我保护，市场存在恐慌情绪，汇率的贬值容易加速人们的贬值预期，给人们一种不安全的信号。相反，某种货币的升值却给人们带来这种货币稳定的信号，于是人们抛售风险大的货币，转而购进风险小的货币，导致贬值的那些货币的进一步贬值，形成更大的货币压力。所以，在危机时段，贬值的货币容易带来货币恐慌，不但不能减少货币压力，反而会加大货币压力，甚至带来货币危机。

检验结果的F-值均接近0，说明两个方程都是非常显著的。为了准确验证储备充足率和经济基础健全程度对货币压力增加的影响，对（式2.4）中的联合假设和单个假设都进行假设检验，结果见表2.17和表2.18。

表2.17　怀特系数检验9605 - 9705

资料来源：EVIEWS软件计算结果。原始资料来源：国际货币基金组织IFS数据库。网址：http://ifs. apdi.net/imf/ifsbrowser.aspx？branch=ROOT。

从结果可以看出，联合假设C （1）+ C （3）= C （2）+ C （4）= C （1）+ C （5）= C （2）+ C （6）= 0在两个时段都可以接受（F-检验的p值非危机时段为0.07，危机时段为0.33）。单项约束的检验在两个时段也都可以接受，C （1）+ C （3）= 0，C （2）+ C （4）= 0，C （1）+ C （5）= 0，C （2）+ C （6）= 0四个约束条件在非危机时段F-检验的p值分别为0.69、0.10、0.13、0.07，危机时段F-检验的p值分别为0.78、0.67、0.12、0.17。卡方检验结果的p值，也十分相近，完全可以得到相同的结论：在东南亚金融危机中，高外汇储备、经济基础健全的国家实际有效汇率及公众贷款额的变化与货币压力的增加关系不显著。这也说明在东南亚货币危机中外汇储备充足、经济基础健全的国家货币压力指标在遭受投机者攻击时产生的压力较小，发生货币危机的风险相对较小。结论也说明，理性的投机者如果选取储备不充足或经济基础不健全的国家发动攻击，成功的可能性更大。从这个角度上讲，货币危机的传染是具有方向性的。

表2.18　怀特系数检验9706 - 9806

资料来源：EVIEWS软件计算结果。原始资料来源：国际货币基金组织IFS数据库。网址：http://ifs. apdi.net/imf/ifsbrowser.aspx？branch=ROOT。

第四节　本章小结

本章结合东南亚货币危机的历史数据，分析了三个货币危机传染的基本问题：货币危机传染的存在性，被危机传染的国家和未被危机传染的国家在影响汇率的长期因素上的差异以及货币危机传染的方向性。

关于货币危机的传染性，其实更多的文献是从史实进行表述，由于国际经济联系的加强和金融一体化的深化，一个国家发生货币危机后，其他国家受到影响在情理之中。为避“后此谬误”之嫌，本书从一个更严谨的角度——分析主要危机国家之间汇率数据的因果关系，让数据说话。宏观和微观的检验都表明，汇率市场确实存在较为稳定的Granger因果关系，数据支持货币危机存在传染性。如果将货币危机时期股票市场关系作为汇率市场关系的辅证，股票市场指数之间也存在稳定的因果关系，不过这种关系没有汇率市场影响复杂。

货币危机产生后，为什么一部分国家成为危机传染的受害者，而另外一部分国家却没有发生危机。与此相关的问题是，货币危机传染是有方向性的，还是没有方向性的？哪些类别或具有哪些特征的国家发生货币危机的可能性较大？这在理论和实践上都具有非常重要的意义。

由于货币危机的传染最终与各个国家的汇率基础相关，本章第二节从影响汇率的长期因素入手，把亚洲国家分为发生危机的国家和未发生危机的国家进行对比分析。由于各类指标在方差上差异较大，所以本书仅对各类指标进行了均值分析。通过比较分析发现，两类国家在通货膨胀率、财政赤字占GDP比率、货币供应量与储备比率上差异不明显，但在经常项目赤字占GDP的比率、债务流量、债务存量上差异明显。

均值上的差异提供了分析问题的方向，本章第三节在均值分析和Graciela Kaminsky （July 1997）等人的研究结论基础之上，选择了两个指标作为考查危机传染方向的因素——有效汇率的升值率和公众贷款申请额的变化率，来分析储备和经济基础健全与否对货币压力的影响。实证结果表明，在外汇储备充足、经济基础健全的国家，汇率的变化及公众贷款额的变化对货币压力指标的影响较小。相反，低储备、经济基础不够健全的国家汇率变化及申请额的变化都会使货币压力增大。作为一个理性的货币投机者，必然希望其货币攻击带来足够大的货币压力，最好能使被攻击货币大幅贬值，甚至是汇率制度的崩溃。选择低储备、经济基础不够健全的国家成功的概率要远远大于储备充足、经济健全的国家。从这个意义上讲，危机的传染是具有方向性的。

结论说明：危机传染的方向性并不是问题的全部，还需研究货币压力是如何从一个国家传染至另一个国家的，即危机是通过什么渠道进行传染的。这是后文中将要研究的问题。

【注释】

[1]郑振龙.大警示，冷观亚洲金融危机.中国发展出版社，1998

[2]古扎拉蒂.计量经济学.下册.中国人民大学出版社，2000

[3]佟家栋，冼国明. 1997～1998年度世界经济发展报告，1998.超星读书网，网址：http://trs.ssreader. com/search/Contents？ssnum=10026085&sw=1997～1998年度世界经济发展报告

[4]韦伟.金融危机论——经济学角度的分析.经济科学出版社，2001，76～80

[5]古扎拉蒂.计量经济学.下册.中国人民大学出版社，2000，615

[6]在下一节中总结。

[7]王爱俭.汇率导论.中国金融出版社，1997，87～91

[8]由于数据原因，各国在均值分析中，未能包括柬埔寨、基里巴斯、汤加和越南；在1996年均值分析中，未能包括基里巴斯和汤加两国

[9]韦伟.金融危机论——经济学角度的分析.经济科学出版社，2001，65

[10]郁方.金融癌症.广东人民出版社，2002，28

[11]李罗力.第二冲击波.网址：http://www.up2c.com/ebook/jingji/jj-decj/016.htm

[12]Graciela Kaminsky，Saul Lizondo，Carmen M. Reinhart. Leading Indicators of Currency Crisese. IMF Working Papers，No. 97/79