（危机管理）新兴市场国家
中货币危机与债务危机联
动影响的实证研究
新兴市场国家中货币危机与债务危机联动影响的实证研究
刘莉亚*
(上海财经大学金融学院，200433)
新兴市场国家中货币危机与债务危机联动影响的实证研究
内容摘要：20世纪 90年代以来，金融危机的一个典型特征就是：货
币危机、银行业危机，及债务危机的相继或同时爆发，这种现象是否
意味着三种类型的危机之间存在着某种必然的联系？到目前为止，仅
有少数几篇文献研究了货币危机与银行业危机之间的相互关系，而对
于货币危机与债务危机之间的影响关系却很少有研究涉足。正是基于
此，本文从实证的角度出发，以 1990-2004年期间 18个新兴市场国
家货币危机与债务危机的发生情况为研究对象，运用拓宽债务危机的
定义来解决：“如何处理样本期间债务危机事件发生较少的问题？”、
运用 logit概率回归模型、有序 probit概率估计方法，以及简单的
线性回归方法来回答：“主权信用评级是否有助于预测货币危机与债
务危机？”、运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回答：“主权
债务的违约概率与货币危机的发生概率是否存在显著的相关关系？”
总的实证研究结果表明：在 1990-2004年期间，针对主要的新兴市场
国家而言，货币危机与债务危机之间并不存在必然的联系。
关键词：货币危机债务危机主权信用等级
Empiricalexaminationontheinteractionbetweencurrencycrisesan
ddebtcrisesintheemergingmarkets
Liuliya
(SchoolofFinance,ShanghaiUniversityofFinance&Economics,2004
33)
Abstract：
Sincethe1990s,atypicalcharacteristicoffinancialcrisesis:the
currencycrises,thebankingindustrycrises,andthedebtcriseseru
ptedoneafteranotherorsimultaneously,whetherthiskindofphenom
enondidmeanthreekindsofcriseshavesomekindofinevitablerelati
on?Sofar,thereareonlythelimitingliteraturestostudytherelati
onshipbetweenthecurrencycrisesandthebankingcrises,butveryli
ttleinvolvestheinteractionbetweenthecurrencycrisesandthedeb
,thispapertakescurrencycrisesandthedebtcri
sesoccurrencesof18emergingmarketsduring1990-2004asstudysamp
les,adoptingthegeneralizeddefinitiononthedebtcrisestosolve:
"Howtohandlethetoofewsamplesizeonthedebtcrises?",adoptingth
elogitregressionmodel,theorderedprobitregressionmodel,andth
esimplelinearregressionmethodtosolve:"whetherissovereignrat
ingshelpfultopredictthecurrencycrisesandthedebtcrises?",ado
ptingthesimplelinearrelationmethod,thenon-linearorderedprob
itregressionmodel,andtwovariablesGranger-causalitytesttosol
ve:"whetheristherethesignificantcorrelationbetweenlikelihoo
dofthesovereigntydefaultandcurrencycrises?"Thefinalconclusi
onisthatthereisnottheinevitablerelationshipbetweenthecurren
cycrisesandthedebtcrisesforthemostemergingmarketsduring1990
-2004.
Keywords：CurrencycrisesDebtcrisesSovereigncreditrating
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 20世
纪 60年代的英镑危机就为单纯的货币危机、20世纪 80年代的美国借
贷协会危机就为典型的银行危机、20世纪 80年代导致拉美国家进入
“失去的十年”就是纯粹的债务危机。然而，20世纪 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，均出现了较为明显的银行业危机，银行坏帐率
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着某种联系，而
且从理论上分析这种联系的确存在。然而，有关这三种类型危机的实
证研究大多都集中于分析三类危机各自独立的决定性因素，到目前为
止，仅有少数几篇研究文献较为系统地从实证的角度研究了货币危机
与银行危机之间的相互联系，而直接将货币危机与债务危机联系起来
进行实证研究的文献还很少见到，本文就是希望尝试做一些这方面的
工作。
涉及货币危机与债务危机的研究文献总得来说可归为两类：一类主要
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，在本文最后的附表 1中我们对这一类的研究文献进行了汇总。从
已有的研究结果中我们发现，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)；而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这两类的诱发因素或来源可能是不同
的。甚至，有些学者认为货币危机与债务危机之间不存在影响关系。
例如，GKR(2000)与 IMF(2001)就认为货币危机与债务危机是两个完全
不同的事件。进一步，IMF认为，某一国家的盯住汇率制变得不可维
系，这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，例如 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)。货币危机与债务危机是否确实不存在相互影响关系？
已有研究者的结论是否具有普遍性与一致性？显然对这些问题的回
答具有非常重要的政策意义。
另一类研究文献则主要围绕主权信用等级展开。我们都知道，债务危
机通常表现为一国对其主权债务发生违约，那么从理论上分析，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
者非常重视、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，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。具体来说，CantorandPacker（1996）发现，人
均 GDP、通货膨胀、外债水平、违约历史，以及经济发展前景这些因
素可以很好地解释主权评级；JuttnerandMcCarthy（1998）研究发现，
以上所列举的因素足以很好地解释 1996和 1997年的主权评级，但针
对 1998年，除考虑以上因素外，还有两个重要的变量：银行不良资
产占 GDP的比例以及利率差（该变量代表着汇率的预期变化）对 1998
年的主权评级具有很好的解释作用。此外，评级机构也一再声明它们
在评估一个国家偿还其债务的能力或意愿时采用了许多的定性指标。
例如，S&P（1998）就宣称，它们主要是基于一个国家的收入水平、
经济结构、经济增长前景、财政政策的灵活性、外债水平，以及流动
性等指标来评估其主权等级。Bhatia（2002）对在主权债务评级过程
中所采用的惯用因素与随机因素进行了详尽的描述。
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，研究的结论大体是一致的，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);RadeletandSachs(1998);andReinhart(200
2)）。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。
一种观点认为，主权评级未能很好地预测危机主要是由于，评级机构
未能及时获得有关借款人资信状况的精确且全面的信息。例如，
Goldstein等人的研究发现，有关泰国在远期市场上的承诺数据、韩
国的可使用净储备数据、印度尼西亚以外币标称的外债规模数据以及
上述三个国家在亚洲金融危机之前的不良贷款数据，这些数据的估计
与度量都存在着或大或小的问题（Goldstein等，2000）；第二种观点
认为，主权评级之所以不能预测出危机是由于“道德风险做怪”。具
体来说，Goldstein等人认为，正是由于对金融机构债务的隐式或显
式担保的预期导致了 1997－1998年亚洲金融危机爆发前市场上出现
了严重的道德风险。同时这种道德风险也是诱发 1994－1995年墨西
哥危机以及 1998年俄罗斯和乌克兰危机的重要因素（Goldstein等，
2000）；第三种观点认为，评级机构并没有足够的动机在危机真正发
生之前降低主权债务的信用等级，原因在于这些评级机构通常都是从
所评级的主权借款人中收取费用，同时这样的降低行为有可能会诱发
危机的爆发，从这个角度来看，主权债务的等级变化作为危机的滞后
指标就比较容易理解了。
当然，评级机构对上述观点进行了反驳，其提出的主要观点可归纳为：
评级机构所给出的信用评级仅代表对违约可能性的估计，而并不是指
货币危机发生的可能性。以 S&P为例，它就将发行者的信用等级定义
为对债务人偿付其金融债务能力的当前看法。此外，Reinhart研究发
现，评级机构通常会集中关注一些基本面因素，而这些因素并不一定
是预测货币危机的最佳指标(Reinhart,2002)。例如，评级机构在评
定等级时会非常重视债务/出口这一比率，赋予这一指标以较大的权
重，然而这一指标在预测货币危机时表现并不佳；与之相反，实际汇
率失调作为货币危机的一个非常重要的预警指标，评级机构在进行等
级评定时却并不重视。IMF围绕着信用评级机构的作用以及信用等级
在亚洲金融危机发生前后的表现进行了详细且全面的论述（IMF，
1999）。
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，在这些文献中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，显然这与 20世纪 80年代的银行信贷市场
债务违约是不同的(Amadou，2003）。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为样本时期
时，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（Amadou,2003）。
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：一是通常表现为其主权债券的违约，二是
通常都发生在新兴市场国家中，本文收集了 18个新兴市场国家在
1990-2004年期间的相关数据为研究样本，对货币危机与债务危机之
间的关系进行了实证研究。在研究过程中，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，根据穆迪公司发布的一项统计，20世纪 90年代以
来总共有 9个国家经历了 10次违约事件（Moody’s2003）。针对这一
问题，本文主要借鉴了 Amadou(20003)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，
从而大大拓宽了债务危机的发生次数、增加了样本规模；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，通过采用 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：不直接来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 DuffieandSingleton(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
的估计模型来回答货币危机与主权违约概率的相关关系。
按照以上的研究思路，本文的结构安排如下：第二部分对后面实证分
析所用到数据的来源与计算进行了详尽的说明，重点关注所选择样本
期间样本国家的主权信用评级数据、货币危机数据、以及按照改进定
义识别出的债务危机数据；第三部分利用计算获得的数据集，通过采
用 logit概率回归模型来回答：“主权信用等级是否有助于预测货币
危机？如果不能预测，主权信用等级是否在货币危机发生后进行了调
整？主权信用等级是否可预测债务危机”；第四部分利用所采集数据，
通过采用线性相关矩阵、有序 probit概率回归模型，以及 Granger
因果关系三种不同的方法来回答：“主权债务的违约概率与货币危机
的发生概率是否存在显著的相关关系？”；最后，对实证分析的结果
进行了总结，并给出相应的政策建议。
二、实证研究的准备工作
1、主权信用评级数据的获得
在大多数有关主权信用评级的研究中，都将评级机构发布的字母等级
转化为数值等级。然而，除了定期发布主权信用等级之外，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，并且随后发布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，S&P就曾公开表示，其发布的 CreditWatch
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，在本文的研究中，我们将穆迪或 S&P的
字母等级转化为一个数值指数，该指数的取值范围从 1~58，具体的对
应关系可参见附表 2。同时，可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，我们可通过穆迪与 S&P公布的主权信用等
级 1来计算出月度平均综合评级指数 2。同时，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：。
2、对债务危机的重新界定及债务危机数据的获得 3
鉴于 20世纪 80年代、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，有关这方面的理论与实证文献也
相继出现。在所有这些研究文献中，首先必须解决的一个问题就是需
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。另外一些研究由简
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)、LanoieandLemarbre(1996)、
以及 Marchesi(2003)都采用债务重组的概念来定义债务危机；而
1 在样本期间 1990-2004，样本国的穆迪评级与 S&P 评级数据均来源于这两家评级机构出版的研究报告，
其中缺省的数据采用年平均值来填补。
2 在后面的实证研究中，我们也将分别考虑穆迪评级变化与标普评级变化与货币危机、债务危机之间的影响
关系。
3 本文最终确定的债务危机事件除了主要依据改进的定义外，其中，EMBI 指数数据主要来源于 JP 摩根银行
的官方网站，还根据 GKR(2000)与 Amadou(2003)的计算结果进行了相应的调整。
Hajivassiliou(1994)在定义债务违约时则考虑了所有上述三个事件。
此外，考虑到进入 20世纪 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，Moody将一个主权债券的发行者定义为处于
违约状态，当满足下面的一个或多个条件：(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，这种交换很明显是为了
帮助发行者避免陷入更严重的违约中去(Moody,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，而且大多集中发生在 1998-2002年期
间。如果按照穆迪所给出的定义，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，并且这些违约事件都集中发
生在 1998到 2002年期间 4。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 5，建议：
如果主权债券的月度平均利差(实际计算中，以月度 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
4 这些主权违约事件有：巴基斯坦(1998 年 11 月)、俄罗斯(1998 年 8 月)、乌克兰(1998 年 9 月与 2000
年 1 月)、厄瓜多尔(1999 年 8 月)、秘鲁(2000 年 9 月)、阿根廷(2001 年 11 月)，以及摩尔达维亚(2001
年 6 月)。
5 Altman 认为，侠义的讲，困境证券是指由公众持有并公开交易的、且由已对其债务发生违约或已申请了
破产保护的公司所发行的一类股权型或债权型证券；广义的讲，困境证券也包括那些被公众持有的、以较大
折扣价出售的廉价证券，一旦发行公司不发生违约，这些廉价证券的持有者就可获得至少超出相应美国国库
券 10%的收益溢价。此外，一些市场参与者认为面值已损失 1/3 以上的证券也应被归类为困境证券。
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
机广义的多，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了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作是信用风险的加剧，而这种加剧并不一定
就一定导致违约，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适合，
因此在本文的研究中，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。为了便于后面
的实证研究，我们引入债务危机的二元变量，如果在随后的 24个月
内出现一次或多次主权利差高于 1000个基点时，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通常都要持续
多个月，特别是货币危机，因此为了避免重复统计，我们应设定适当
的数据窗口(datawindow)。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。
3、对货币危机的界定及货币危机数据的获得
Eichengreen,Rose,andWyplosz（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，同时他们
的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 。 具 体 来 说 ，
Kaminsky,LizondoandReinhart(1998),KaminskyandReinhart(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
的指数中并不包括利率变化，这是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不成功的投机攻击。
例如，FrankelandRose(1996)、EsquivelandLarrain(1998)就将国际
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，其他一些学者着重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，张（2001）就采用随时间变动的
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，因此本文中我们认
为采用 Kaminsky和 Reinhart的定义来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 std1和 std2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。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。
三、主权信用评级是否有助于预测货币危机与债务危机？
在有关数据的准备工作做好之后，我们就来集中回答问题：“主权信
用等级是否有助于预测货币危机与债务危机？”下面，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=1，否则取 0)，而解释变量就是
前面所构建的平均综合评级指数的变化。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。具体的估计结果可参见表 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
显著地预测出货币危机的发生。具体来说，从表 1中可看出，尽管对
数综合评级指数的 3月期变化与穆迪评级的 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%和%，
这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）、GKR(2000)的
研究结论是一致的，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；而后者则选取了 24个新兴市场
经济体中的 21次货币危机为研究样本。
接下来，我们再来研究：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(IMF，1999)，这意味着降级通
常发生在危机爆发之后而并非之前。这一事实似乎更进一步印证了前
面所提到的观点：由于评级机构大多都是对所评级的客户直接收费，
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
常都没有动力去在金融危机真正爆发之前主动地降低主权信用等级。
当然正如前面所指出的，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)、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三月期变化，具体来说，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三个
月的货币危机二元变量。
表 1主权信用评级的变化是否有助于预测货币危机？
(因变量为一个二元变量，如果未来的 24个月内有货币危机发生，则
该变量=1；否则为 0)
3月期变
化 6
6月期变
化
12月期变
化
Moody3月
期变化
S&P3月
期变化
简单的评
级指数 2
*
()
()
()
()
()
()
*
()
()
估计系数
(标准差)
(边际效应)
()
()
6 代表月度平均综合评级指数的三月期变化。后面的 6 月期变化与 12 月期变化都是针对该指数而言的。最
后一列简单的评级是代表一个三元变量，当主权信用等级发生降级时，该变量为-1；当未发生变化时，该
变量为 0；当出现升级时，该变量为 1。
估计结果
()
()
样本数 2674 2664 2650 2772 2693 2723
危机数 42 42 42 42 42 42
对 数 似 然
值
对 数 概 率
值
Pseudo-R2
注：上述估计系数中带*号的表示在 5%的水平上统计显著。
同样，在本文的研究中，我们也采用有序 probit概率估计方法，针
对 1990-2004期间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 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 %，这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)、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呢？”上面的实证
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
要非常重视关注的。
表 2货币危机是否有助于预测主权信用等级的下降？
(因变量为一个三元变量，如果发生降级，因变量=-1；如果未发生变
化，因变量=0；
如果发生升级，因变量=1)
解释变量 估 计 系
数
标 准
差
边际效
应
对数概率
值
Pseudo-R2
货币危机的二元虚值
变量 7
*
注：上述估计系数中带*号的表示在 5%的水平上统计显著。
最后，我们来研究：“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 IPD数据 8与综合评级指数数据构成的面板数据库来进行回归估计，
估计结果参见表 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，或是采用单独的穆迪评级
指数或 S&P评级指数，均发现 R2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，这表明主权信用等级的变化在一定程度上可代表
7 若三个月之前发生了货币危机，则该变量取值为 1；否则为 0。
8 有关隐含违约概率 IPD 的详细解释可参见下一部分。
主权违约的可能性。
表 3主权信用等级对主权债务违约概率的贡献程度
(因变量为 IPD，样本期间为 1990-2004)
3月期变
化 9
6月期变
化
12月 期
变化
Moody3月 期
变化
S&P3月期变
化
*
()
*
()
*
()
*
()
估计系数
(标准差)
*
()
样本规模 2886 2867 2852 2893 2864
Pseudo-R2
四、主权债务的违约概率与货币危机的发生概率是否存在显著的相关
关系？
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：
9 代表月度平均综合评级指数的三月期变化。后面的 6 月期变化与 12 月期变化都是针对该指数而言的。
估计结果
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。他们
得出这一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 20世纪 90年代，债务危机通常都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？这一部分我们就来试图回答这一问题。
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)JP-摩根银行发布的 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 10计算出风险中性的隐含违约概率
值。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
较这些计算出的 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值在货机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，发现仍不能拒绝原假设“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。
表 4主权债务违约可能性与货币危机发生可能性影响关系的估计结果
IPD值
货币危机的发生
概率线性相关矩阵
IPD值
10有关 IPD 的详细定义与计算过程可参见 Duffie and Singleton(2003))一文。
货币危机的发生
概率
货币危机的发
生概率
IPD值
IPD值
()
因变量
货币危机的发生
概率
()
有序 probit
模型
Pseudo-R2
滞 后 阶
数
原假设 F-统计值 p-值
IPD不是货币危机
发生概率的因
滞 后 一
阶 货币危机发生概
率不是 IPD的因
IPD不是货币危机
发生概率的因
滞 后 二
阶 货币危机发生概
率不是 IPD的因
Ganger因果
关系检验
滞 后 三
阶
IPD不是货币危机
发生概率的因
估计结果
货币危机发生概
率不是 IPD的因
IPD不是货币危机
发生概率的因
滞 后 四
阶 货币危机发生概
率不是 IPD的因
IPD不是货币危机
发生概率的因
滞 后 五
阶 货币危机发生概
率不是 IPD的因
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 分析软件的帮助下来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，估计结果参见表 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 %。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时(这
里我们选择了有序 probit模型)时，我们发现 R2仅仅达到 ，
并且货币危机发生概率的估计系数在 5%的水平上并不统计显著；而当
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 ，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，与已有的研究有所不同，在所选的样本期间 1990-2004
内，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，既然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？附表 1可能会给我们提供一些有用
的信息，根据已有研究者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，同
时，即使存在少数一些因素均对货币危机与债务危机发生作用，但他
们的预警能力的排名也大相径庭。
五、结论及政策建议
本文以 18个新兴市场国家在 1990-2004年期间的货币危机与债务危
机的发生情况为样本，对货币危机与债务危机之间的相互关系进行了
实证研究。在具体研究过程中，本文重点围绕三个问题展开。第一个
问题：“如何解决样本期间主权债务违约样本过少的问题？”针对这
一问题，本文认为原有的只将主权违约事件定义为债务危机过于狭义，
而债务危机的本质应视为信用风险的突然加剧，而这种加剧并不一定
就必然导致主权违约，因此债务危机不仅应包括真正的主权违约事件，
还应包括一些濒临违约但由于受到了外界资助而成功规避的情况，鉴
于此，本文参照 Amadou的做法，将主权债务陷入困境视为债务危机
的发生，从而大大拓宽了债务危机的样本规模；第二个问题：“主权
信用评级是否有助于预测货币危机与债务危机？”针对这一问题，本
文首先采用 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，估计结果表明，无论采用对数综合评级指数的 3月期变量、
6月期变化、12月期变量，还是采用单独的穆迪评级指数或 S&P评级
指数，或是简单的评级指数，主权信用等级的变化均不能显著地预测
出货币危机的发生。其次，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？
对此本文采用有序 probit概率估计方法，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，结果表明：货币危机有助于预
测主权信用等级的下降。最后，本文集中回答了“主权信用等级是否
可以代表主权违约发生的可能性？”为此文中采用 1990-2004年期间、
18个新兴市场国家中的 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，估计结果表明：无论采用何种形式的解释变量，
R2均表现显著，并且最高达到了 72%，这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；第三个问题：“主权债务的违
约概率与货币危机的发生概率是否存在显著的相关关系？”针对这一
问题，本文将计算获得的主权债务违约概率与相对应的货币危机发生
概率，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
计结果表明：无论采用何种形式的估计模型，在所选的样本期间
1990-2004内，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。
总得来说，本文的实证研究结果表明：在 1990-2004年期间，针对主
要的新兴市场国家而言，货币危机与债务危机之间并不存在着一些必
然的联系，这可能是由于货币危机与债务危机这两类危机的诱发因素
或传导渠道不同而致，而这一点所蕴含的政策意义是非常重要的：至
少在新兴市场国家，政府应对不同类型危机的诱发因子与传导渠道有
着清醒的认识，并针对不同类型的危机，设计出在危机不同发展阶段
表现不同的危机预警指标列，同时制定出与之相配套的指标监控机制、
危机信号发布机制以及相对应的危机应对机制。
附表 1有关货币危机与债务危机预警指标的研究文献汇总
(CC代表货币危机、DC代表债务危机)
指标 指标解释 CC DC 已有的研究文献
对外部门（经常账户）
实际汇率
该指标衡量了国际竞争力的
改变，代表着货币的过度高
估（过度低估）。过度高估
＋
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
Kaminetal.(2001);Edis
的实际汇率预期金融危机爆
发的可能性也更大。
on(2003);Dermirguc-Ku
ntandDetragiache(2000
);EichengreenandArtet
a(2000)
出口增长
该指标衡量了在国际商品市
场上竞争力的损失。出口增
长的下降可能是由于本币的
过度高估而造成，因此该指
标也代表了货币的过度高估。
另一方面，如果造成出口增
长放缓的因素与汇率无关，
出口增长的下降将可能导致
贬值压力。无论怎样，在上
述两种情况下，出口增长的
下降都可能是大规模贬值的
一个预警指标。
－ －
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
Edison(2003);
Marchesi(2003)
进口增长
脆弱的对外部门是货币危机
的一部分。巨大的进口增长
可能会造成经常账户的恶化，
进而导致货币危机的爆发。
＋
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
Edison(2003)
贸易条件
贸易条件的改善增强了一国
的支付能力，因此降低了危
－ －
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
机的发生概率。由此贸易条
件的恶化可能会引发货币危
机的发生。
Kaminetal.(2001);Derm
irg¨uc¸-KuntandDetrag
iache(2000);Lanoieand
Lemarbre(1996)
经常账户
对 GDP的
比率
该比率的上升通常意味着经
由国内金融系统流入外资的
大量增加，这可能会推动资
产价格的上升以及信贷的繁
荣。因此，经常账户余额的
增加预示着贬值概率的减弱，
降低了危机的发生概率。
－ －
BergandPattillo(1999)
;Kaminetal.(2001);Eic
hengreenandArteta(200
0);LanoieandLemarbre(
1996);Marchesi(2003)
对外部门（资本账户）
M2对外汇
储备的比
率
该比率表明了银行系统的债
务在多大程度上获得了外汇
储备的支撑。如果发生货币
危机，投资者便会急于将手
中的本币存款兑换成外币，
因此该比率表明了中央银行
满足这种兑换需求的能力。
+
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
Kaminetal.(2001);Edis
on(2003);Dermirg¨uc¸-
KuntandDetra-giache(2
000);Eichengreen
andArteta(2000)
外汇储备
的增长
下降的外汇储备预示着货币
处于贬值压力中。当然，外
汇储备的下降并不一定会伴
－ －
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
Edison(2003);Marchesi
随着货币贬值，因为中央银
行有可能会花费大量的外汇
储备来成功地维持盯住汇率
制。另一方面，大多数的货
币崩溃爆发之前总会有一段
时期央行会尽可能努力地维
持先前的汇率体制，而这种
努力通常是以不断下降的外
汇储备为标志。因此，外汇
储备的总市值也可表明一个
国家在偿还外债时所面临的
财务困难。
(2003)
金融部门
M1和 M2
的增长
这些指标主要度量了流动性。
这些指标的较快增长可能表
明过度的流动性，进而可能
会引发对货币的投机性攻击，
并由此导致货币危机的爆发。
＋ Kaminetal.(2001)
M2货币乘
数
该指标与金融自由化有关。
货币乘数的大幅增加可能意
味着准备金要求的显著减少。
因此该指标的快速上升表明
＋
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
Edison(2003)
金融自由化程度的加大。
国内信贷
对 GDP的
比率
国内信贷的快速增长可作为
银行系统脆弱性的一个关键
指标。该比率通常在银行危
机爆发的早期开始上升，究
其原因可能在于，随着危机
的逐步展开，中央银行有可
能向商业银行注入资金以改
善银行所面临的金融形势。
＋
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
Edison(2003);Dermirg¨
uc¸-KuntandDetragiach
e(2000);Eichengreenan
dArteta(2000)
过度的真
实 M1余
额
宽松的货币政策有可能会引
发货币危机。
＋
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
Edison(2003)
国内的真
实利率
真实利率通常被认为是金融
自由化的代表，原因在于自
由化过程本身会导致较高的
真实利率。较高的真实利率
可能预示着流动性陷阱或由
于抵制投机性攻击而被升高。
＋
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
Edison(2003);Dermirg¨
uc¸-KuntandDetragiach
e(2000)
存贷利率
差
该指标逐步上升直至超过一
定的临界值时，可能反映了：
随着银行不愿借贷或降低贷
款质量，银行所面临的信贷
＋
Kaminskyetal.(1998);
BergandPattillo(1999)
;
Edison(2003)
风险正在恶化。
商业银行
的存款
随着危机的全面展开，可能
会发生国内银行挤兑以及资
本外逃。
－
Kaminskyetal.(1998);B
ergandPattillo(1999);
Edison(2003)
注：资料来源于 Lestano(2003)。
附表 2穆迪评级、S&P评级与数值评级之间的对应关系
穆迪的评级 对应的数值等级 S&P的评级
Aaa 58 AAA
Aa1 55 AA+
Aa2 52 AA
Aa3 49 AA-
A1 46 A+
A2 43 A
A3 40 A-
Baa1 37 BBB+
Baa2 34 BBB
Baa3 31 BBB-
Ba1 28 BB+
Ba2 25 BB
Ba3 22 BB-
B1 19 B+
B2 16 B
B3 13 B-
Caa1 10 CCC+
Caa2 7 CCC
Caa3 4 CCC-
Ca 1 CC
0 SD
信用展望 对应的数值 信用观望(CW)
预期可能升级 +2 CW-正面
正面 +1 正面
保持平稳 0 保持平稳
负面 -1 负面
预期可能降级 -2 CW-负面
资料来源于 Amadou（2003）。
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