阿拉伯联合酋长国是由七个酋长国组成的联邦国家，其中最大酋长国阿布扎比面积67340平方公里，占阿联酋总面积的87%，石油资源与经济实力均居阿联酋首位。迪拜是阿联酋第二大酋长国和经济中心，2008年GDP规模为824亿美元，产业以金融、石油贸易、货运、旅游等为主。由于阿联酋有70%左右的非石油贸易集中在迪拜，故迪拜被称为阿联酋的“贸易之都”，它也是整个中东地区的转口贸易中心。
迪拜政府持有的资产由财政部直接管理，其旗下主要有三大投资公司：迪拜世界公司、迪拜投资公司和迪拜控股公司。其中迪拜世界公司是迪拜各类重大项目的主导者，负责在全球进行投资，其各类资产总额约为990亿美元，分布于全球约100个城市，业务主要涉及交通物流、船坞海运、城市开发、投资及金融服务等四大领域及各领域下的诸多细分行业市场。正因如此，迪拜世界在其网站醒目位置标注了“日不落”的字样，并宣称该公司在迪拜酋长国的高速经济增长中扮演着重要角色。目前，迪拜世界拥有多家全球著名公司。比如，作为全球最大的港口运营商之一的迪拜环球港务集团，从事非洲大陆投资和开发的迪拜世界非洲分公司以及负责开发超大型人工岛度假胜地“棕榈岛”、“世界岛”和1100米全球最高摩天大楼“迪拜塔”的房地产开发企业迪拜棕榈岛集团等。
在上述公司中，迪拜棕榈岛集团因财务困难而在今年1月暂停了包括“迪拜塔”在内的多个大型项目的建设，目前可能无法及时偿还将于12月中旬到期的35.2亿美元债务。迪拜世界非洲分公司在8月就搁置了非洲的一些项目。受巨额债务困扰，阿拉伯联合酋长国迪拜当局于11月25日宣布，其投资实体迪拜世界公司将重组，公司所欠近600亿美元债务将至少延期6个月偿还。此举令投资者对迪拜的信用和未来偿债能力产生严重疑虑和担忧，进而引发全球金融市场的恐慌和动荡，多国股汇市相继暴跌。
二、迪拜债务危机造成全球金融动荡，但长期影响有限
1、重创全球金融市场
受迪拜债务危机的影响，12月26日，日本、澳大利亚、韩国、中国等亚太各国股市继续下挫。而此前一天伦敦、巴黎和法兰克福欧洲三大股票市场指数暴跌均超过3％。美国纽约股市在感恩节假期后的“黑色星期五”也下跌了1％以上。中国大型上市银行工商银行、中国银行和交通银行也立即澄清均不持有迪拜世界的债券（新浪网，2009）。
伦敦布兰特期油价格下跌1.31美元，报77.1美元。纽约周四1月期油下跌0.43美元，报每桶77.53美元。
迪拜“倒债危机”传出，迪拜政府的信贷违约掉期合约价随即大幅飙升。一些人甚至认为，迪拜可能成为继8年前阿根廷倒债以来，全球最严重的债务违约事件。信用评级机构标准普尔和穆迪马上下调了迪拜国有企业的债权信用等级。在伦敦金融市场，体现迪拜债权违约风险的尺度信用违约互换(CDS)利率暴涨（百度百科，2009）。
在被迪拜危机“套住”的明星中，球星贝克汉姆和好莱坞男星布拉德•皮特据信是其中两个苦主，他们在这里购置的资产价值也大幅缩水。除了贝克汉姆和皮特，足球名将迈克尔•欧文、乔•科尔、大卫•詹姆斯以及基隆•代尔等，据传都在这个人工岛上安了家。很多人均买入了迪拜世界下发展商兴建的棕榈岛豪宅楼花，工程随时会烂尾。这些策划兴建的别墅极尽奢华，2000套豪宅2002年推出时非常抢手，一个月内就一卖而光。除了乔•科尔于去年夏天，清醒地在迪拜楼市泡沫爆破前，以210万英镑卖出别墅大赚离场外，众星全部惨成楼蟹。
2、对经济复苏影响有限
债务危机与金融衍生产品导致的危机不同，其杠杆率较低，传染性不强。专家认为，迪拜债务的主要债权方——西方发达国家，在处理债务危机上有比较成熟的经验。西方国家银行或将沿用处理墨西哥、韩国企业债务危机时的方式，通过国际货币基金组织向危机国家政府提供救助资金，让危机国家的企业债务转化为政府债务，避免企业破产，保障银行安全。由于全球采取宽松货币政策，欧洲商业银行不缺乏流动性，并且债务危机可延期解决，欧洲银行不太可能出现大的损失。
迪拜危机会影响全球经济复苏的说法缺乏论证。美国量化宽松的货币政策的资金投向是金融资产，对实体经济影响有限，即使退出宽松政策，相对于金融资产价格，对实体经济的影响可以忽略。其他国家采取的宽松的信贷和财政政策，是针对实体经济的，这种政策本身就决定了其退出不可能一蹴而就。即便欧美主要国家因迪拜债务危机改变经济策略，全球经济复苏进程发生逆转的可能性也不大（陈炳才，2009）。
迪拜债务危机和雷曼兄弟公司危机也不可同日而语，这不是发生在一个世界金融核心的具有系统影响力的金融危机事件，而是局部发生在金融系统之外的一个大型企业资不抵债的危机，所以它不会带来新一轮金融风暴（李稻蔡，2009）。
迪拜与冰岛当时发生的危机相比，迪拜此次危机发生在世界经济止跌反弹、国际金融环境改善、全球流动性增加之际（陈凤英，2009）。因此迪拜对全球经济复苏影响是有限的。
三、迪拜债务危机发生的原因分析
1、地缘政治是导致迪拜债务危机的根本原因。
迪拜债务危机的根本原因，是因为迪拜全球金融中心的战略定位掣肘于纷繁复杂的地缘政治。迪拜的前途取决于能否成为全球金融中心，但迪拜却做不了瑞士。在中东破碎的地缘政治裂片中，迪拜无法起到欧洲一体化前瑞士的作用。主要原因在于：资本中转结算需求不足，中东难以摆脱资源魔，宗教文化背景不同，以及迪拜对自身战略定位的认识和制度准备不足（杨志荣，2009）。此外，由于其特殊的地缘政治关系，迪拜不可避免地成为欧美操纵的棋盘对象，也就成为欧洲与美国敏感的政治博弈之地。
2、房地产过度开发引起资金链条断裂是导致危机的直接原因。
由于迪拜人口较少，房地产市场需求并不旺盛。从2002年起，迪拜允许外国人持有房地产，掀起房地产投机热潮，大型写字楼、高档住宅等项目纷纷开工。在此带动下，建筑业GDP比重从2001年的7%上升为2008年的10%，年均增长率达到两位数；银行信贷也随之大幅扩张，增加了市场的流动性。快速增加的建筑成本和高涨的通胀水平助长了对房地产的投机，导致房地产市场存在严重的供求不平衡。随着金融危机蔓延，外国投资者深陷危机，大量房地产项目无人问津，建筑承包商陷入资金链断裂的困境，房地产市场被迫进入调整期，导致一些个人贷款占比较高、风险控制能力较低的小银行面临较大的压力。
3、金融市场泡沫膨胀，脱离实体经济是导致危机的重要原因。
近年来，迪拜制定了雄心勃勃的经济发展计划，但其自身的金融市场并不发达。为了吸引外国资本，迪拜完全放开外汇管制。于是大量的资本涌入迪拜。过度的外资流入导致资产泡沫日益膨胀，通货膨胀程度加深。与此同时，迪拜政府不但没有考虑实体经济的支撑力，反而大举借入外债，使得政府的信用危机不断地酝酿着。虽然迪拜政府多次发行债券弥补流动性不足，但只是治标不治本，反而加重了偿债压力。结果才愈演愈烈，以致宣布延期偿债，从而引发债务危机的爆发。
四、结论与启示
2009年11月25日，由迪拜政府所宣布的重组迪拜世界公司而延期偿付所欠债务的消息引发了全球金融市场的动荡和恐慌，但从长期来看，迪拜债务危机的影响力是有限的，不会阻碍到全球经济的复苏形势。“冰冻三尺非一日之寒。”迪拜模式的倒下，有着深层的原因。地缘政治、房地产过度开发引起资金链条断裂、金融市场泡沫膨胀，脱离实体经济均是导致迪拜债务危机的原因。尽管中国的发展模式和迪拜截然不同，迪拜债务危机的影响对中国十分有限，但中国和迪拜同为新兴经济体，认真研究迪拜危机的产生根源，并且加以借鉴和防范，将有利于中国经济未来的健康发展：1、要注重实体经济的发展，处理好虚拟经济与实体经济的关系，使两者能够和谐统一，互相促进，不可出现明显的脱离状态；2、经济发展不但不可过度依赖房地产的拉动，还要重点增强对房地产泡沫的防御与控制能力；3、政府的举债规模必须控制在合理的范围内，不可一再采用治标不治本的方式补充流动性不足；4、要充分重视货币金融政策对通货膨胀、资产价格、国际资本流动的影响。
【参考文献】
（1）迪拜债务危机.百度百科.百度网.
（2）聚焦迪拜债务危机.财经频道.新浪网.
（3）李德林.迪拜危机是高盛与奥巴马的国际阴谋.金融界网.2009.12.08.
（4）韩洁、安蓓、姜锐.迪拜债务危机不改全球复苏势头.经济参政报.2009.12.08.
（5）未世民.当信用也不再可靠的时候.新浪未世民博客.2009.12.09.
（6）吴智钢.中国应从迪拜危机吸取什么教训.福建论坛.2009.12.02.
阿拉伯联合酋长国是由七个酋长国组成的联邦国家，其中最大酋长国阿布扎比面积67340平方公里，占阿联酋总面积的87%，石油资源与经济实力均居阿联酋首位。迪拜是阿联酋第二大酋长国和经济中心，2008年GDP规模为824亿美元，产业以金融、石油贸易、货运、旅游等为主。由于阿联酋有70%左右的非石油贸易集中在迪拜，故迪拜被称为阿联酋的“贸易之都”，它也是整个中东地区的转口贸易中心。
迪拜政府持有的资产由财政部直接管理，其旗下主要有三大投资公司：迪拜世界公司、迪拜投资公司和迪拜控股公司。其中迪拜世界公司是迪拜各类重大项目的主导者，负责在全球进行投资，其各类资产总额约为990亿美元，分布于全球约100个城市，业务主要涉及交通物流、船坞海运、城市开发、投资及金融服务等四大领域及各领域下的诸多细分行业市场。正因如此，迪拜世界在其网站醒目位置标注了“日不落”的字样，并宣称该公司在迪拜酋长国的高速经济增长中扮演着重要角色。目前，迪拜世界拥有多家全球著名公司。比如，作为全球最大的港口运营商之一的迪拜环球港务集团，从事非洲大陆投资和开发的迪拜世界非洲分公司以及负责开发超大型人工岛度假胜地“棕榈岛”、“世界岛”和1100米全球最高摩天大楼“迪拜塔”的房地产开发企业迪拜棕榈岛集团等。
在上述公司中，迪拜棕榈岛集团因财务困难而在今年1月暂停了包括“迪拜塔”在内的多个大型项目的建设，目前可能无法及时偿还将于12月中旬到期的35.2亿美元债务。迪拜世界非洲分公司在8月就搁置了非洲的一些项目。受巨额债务困扰，阿拉伯联合酋长国迪拜当局于11月25日宣布，其投资实体迪拜世界公司将重组，公司所欠近600亿美元债务将至少延期6个月偿还。此举令投资者对迪拜的信用和未来偿债能力产生严重疑虑和担忧，进而引发全球金融市场的恐慌和动荡，多国股汇市相继暴跌。
二、迪拜债务危机造成全球金融动荡，但长期影响有限
1、重创全球金融市场
受迪拜债务危机的影响，12月26日，日本、澳大利亚、韩国、中国等亚太各国股市继续下挫。而此前一天伦敦、巴黎和法兰克福欧洲三大股票市场指数暴跌均超过3％。美国纽约股市在感恩节假期后的“黑色星期五”也下跌了1％以上。中国大型上市银行工商银行、中国银行和交通银行也立即澄清均不持有迪拜世界的债券（新浪网，2009）。
伦敦布兰特期油价格下跌1.31美元，报77.1美元。纽约周四1月期油下跌0.43美元，报每桶77.53美元。
迪拜“倒债危机”传出，迪拜政府的信贷违约掉期合约价随即大幅飙升。一些人甚至认为，迪拜可能成为继8年前阿根廷倒债以来，全球最严重的债务违约事件。信用评级机构标准普尔和穆迪马上下调了迪拜国有企业的债权信用等级。在伦敦金融市场，体现迪拜债权违约风险的尺度信用违约互换(CDS)利率暴涨（百度百科，2009）。
在被迪拜危机“套住”的明星中，球星贝克汉姆和好莱坞男星布拉德•皮特据信是其中两个苦主，他们在这里购置的资产价值也大幅缩水。除了贝克汉姆和皮特，足球名将迈克尔•欧文、乔•科尔、大卫•詹姆斯以及基隆•代尔等，据传都在这个人工岛上安了家。很多人均买入了迪拜世界下发展商兴建的棕榈岛豪宅楼花，工程随时会烂尾。这些策划兴建的别墅极尽奢华，2000套豪宅2002年推出时非常抢手，一个月内就一卖而光。除了乔•科尔于去年夏天，清醒地在迪拜楼市泡沫爆破前，以210万英镑卖出别墅大赚离场外，众星全部惨成楼蟹。
2、对经济复苏影响有限
债务危机与金融衍生产品导致的危机不同，其杠杆率较低，传染性不强。专家认为，迪拜债务的主要债权方——西方发达国家，在处理债务危机上有比较成熟的经验。西方国家银行或将沿用处理墨西哥、韩国企业债务危机时的方式，通过国际货币基金组织向危机国家政府提供救助资金，让危机国家的企业债务转化为政府债务，避免企业破产，保障银行安全。由于全球采取宽松货币政策，欧洲商业银行不缺乏流动性，并且债务危机可延期解决，欧洲银行不太可能出现大的损失。
迪拜危机会影响全球经济复苏的说法缺乏论证。美国量化宽松的货币政策的资金投向是金融资产，对实体经济影响有限，即使退出宽松政策，相对于金融资产价格，对实体经济的影响可以忽略。其他国家采取的宽松的信贷和财政政策，是针对实体经济的，这种政策本身就决定了其退出不可能一蹴而就。即便欧美主要国家因迪拜债务危机改变经济策略，全球经济复苏进程发生逆转的可能性也不大（陈炳才，2009）。
迪拜债务危机和雷曼兄弟公司危机也不可同日而语，这不是发生在一个世界金融核心的具有系统影响力的金融危机事件，而是局部发生在金融系统之外的一个大型企业资不抵债的危机，所以它不会带来新一轮金融风暴（李稻蔡，2009）。
迪拜与冰岛当时发生的危机相比，迪拜此次危机发生在世界经济止跌反弹、国际金融环境改善、全球流动性增加之际（陈凤英，2009）。因此迪拜对全球经济复苏影响是有限的。
三、迪拜债务危机发生的原因分析
1、地缘政治是导致迪拜债务危机的根本原因。
迪拜债务危机的根本原因，是因为迪拜全球金融中心的战略定位掣肘于纷繁复杂的地缘政治。迪拜的前途取决于能否成为全球金融中心，但迪拜却做不了瑞士。在中东破碎的地缘政治裂片中，迪拜无法起到欧洲一体化前瑞士的作用。主要原因在于：资本中转结算需求不足，中东难以摆脱资源魔，宗教文化背景不同，以及迪拜对自身战略定位的认识和制度准备不足（杨志荣，2009）。此外，由于其特殊的地缘政治关系，迪拜不可避免地成为欧美操纵的棋盘对象，也就成为欧洲与美国敏感的政治博弈之地。
2、房地产过度开发引起资金链条断裂是导致危机的直接原因。
由于迪拜人口较少，房地产市场需求并不旺盛。从2002年起，迪拜允许外国人持有房地产，掀起房地产投机热潮，大型写字楼、高档住宅等项目纷纷开工。在此带动下，建筑业GDP比重从2001年的7%上升为2008年的10%，年均增长率达到两位数；银行信贷也随之大幅扩张，增加了市场的流动性。快速增加的建筑成本和高涨的通胀水平助长了对房地产的投机，导致房地产市场存在严重的供求不平衡。随着金融危机蔓延，外国投资者深陷危机，大量房地产项目无人问津，建筑承包商陷入资金链断裂的困境，房地产市场被迫进入调整期，导致一些个人贷款占比较高、风险控制能力较低的小银行面临较大的压力。
3、金融市场泡沫膨胀，脱离实体经济是导致危机的重要原因。
近年来，迪拜制定了雄心勃勃的经济发展计划，但其自身的金融市场并不发达。为了吸引外国资本，迪拜完全放开外汇管制。于是大量的资本涌入迪拜。过度的外资流入导致资产泡沫日益膨胀，通货膨胀程度加深。与此同时，迪拜政府不但没有考虑实体经济的支撑力，反而大举借入外债，使得政府的信用危机不断地酝酿着。虽然迪拜政府多次发行债券弥补流动性不足，但只是治标不治本，反而加重了偿债压力。结果才愈演愈烈，以致宣布延期偿债，从而引发债务危机的爆发。
四、结论与启示
2009年11月25日，由迪拜政府所宣布的重组迪拜世界公司而延期偿付所欠债务的消息引发了全球金融市场的动荡和恐慌，但从长期来看，迪拜债务危机的影响力是有限的，不会阻碍到全球经济的复苏形势。“冰冻三尺非一日之寒。”迪拜模式的倒下，有着深层的原因。地缘政治、房地产过度开发引起资金链条断裂、金融市场泡沫膨胀，脱离实体经济均是导致迪拜债务危机的原因。尽管中国的发展模式和迪拜截然不同，迪拜债务危机的影响对中国十分有限，但中国和迪拜同为新兴经济体，认真研究迪拜危机的产生根源，并且加以借鉴和防范，将有利于中国经济未来的健康发展：1、要注重实体经济的发展，处理好虚拟经济与实体经济的关系，使两者能够和谐统一，互相促进，不可出现明显的脱离状态；2、经济发展不但不可过度依赖房地产的拉动，还要重点增强对房地产泡沫的防御与控制能力；3、政府的举债规模必须控制在合理的范围内，不可一再采用治标不治本的方式补充流动性不足；4、要充分重视货币金融政策对通货膨胀、资产价格、国际资本流动的影响。
【参考文献】
（1）迪拜债务危机.百度百科.百度网.
（2）聚焦迪拜债务危机.财经频道.新浪网.
（3）李德林.迪拜危机是高盛与奥巴马的国际阴谋.金融界网.2009.12.08.
（4）韩洁、安蓓、姜锐.迪拜债务危机不改全球复苏势头.经济参政报.2009.12.08.
（5）未世民.当信用也不再可靠的时候.新浪未世民博客.2009.12.09.
（6）吴智钢.中国应从迪拜危机吸取什么教训.福建论坛.2009.12.02.
【论文摘要】2007年7月，美国爆发的次级债危机引发了全球关注，危机导致美国经济放缓，全球经济受到波及。本文以美国次级债危机为前车之鉴，从我国金融投资环境的现状出发，探讨我国金融投资改革的方向。认为我们必须在坚持金融投资渐进式发展原则的基础上，一方面积极支持并鼓励资本市场金融创新业务的发展，稳妥推进金融市场的开放；另一方面应加大力度，合理控制对外证券投资的风险。
一、次级债危机及影响
次级债是美国银行针对信用记录较差的客户发放的住房贷款(即次级房贷)，是住房抵押贷款发放机构（如商业银行）将其持有的住房抵押贷款集合组成资产池，经打包定价后出售给特殊目的机构（Specialpurposevehicle，SPV），特殊目的机构再将其以担保、保险等形式进行信用增强(CreditEnhancement)，经过信用评级后以抵押担保证券的形式出售给投资者。证券每月支付的本息现金流，直接来源于资产池中抵押贷款每月获得的计划偿还和提前偿还的本息金额。
作为近30年来最重要的金融创新之一，住房抵押贷款证券化起始于20世纪70年代的美国，其核心在于通过严谨有效的交易结构设计，使资产的客观信用同原始权益人的整体信用相隔离，并提供住房抵押贷款资产本身信用和衍生信用两个层次信用。目前，已在国际上得到了较为广泛的运用与发展。美国次级债危机发端于2006年下半年，在2007年2月引发世人普遍关注，到2007年8月则升级成席卷全球金融市场的风暴。其影响并不仅仅限于次级债市场，已经蔓延至其他市场。在次级债危机的影响下，道琼斯指数、伦敦金融时报指数、日经指数都在下降。与2003年6月29日相比，道琼斯指数2008年1月30日的市值损失了3000亿美元，去年美国金融行业裁员15.3万人，而2006年整个行业裁员仅5.03万人。截至今年1月底全球因次级债危机而导致资本市场缩水约8万亿美元。
受此影响，中国股市牛市步伐嘎然而止并调头向下，从2007年10月至2008年3月，上证指数下跌2000多点，许多股票被腰斩。我国的金融市场和房地产市场在一定程度上也受到了这场危机的影响，同样也对中国的金融市场和房地产市场如何稳健运行以防范金融危机的发生提出了亟待解决的课题。
二、我国金融投资的现状分析
我国金融投资从实物投资中分离出来并发展壮大，是融合在计划经济向市场经济的转变进程之中的，并已呈现出投资主体多元化和投资工具多样化的发展趋势。我国金融投资的发展面临着种种困难，无论是融资工具的发行、流通、交易诸环节，还是资本市场现存的国有股症结、股市结构单一、吸收公司上市标准僵化等特点，以及证券业的组织、管理等方面都存在问题，发育不全的金融市场环境和运行扭曲的金融市场运行机制，严重地阻碍着金融市场的进一步发展。究其原因，一方面是由于商品经济发展程度的制约，但更现实的则是金融投资环境发育基础的薄弱与其环境要素组合体系的残缺不全。因此，改进和完善我国的金融投资环境已成为我们培育金融市场，完善金融投资体系，发展金融投资的关键。
三、次级债危机给我国金融投资改革的启示
1.加强金融投资风险防范意识，在实践中自我完善金融体系。
（1）提高应对金融危机的监控水平；
（2）应该警惕国内住房按揭贷款的潜在信用风险；
（3）谨慎加息，避免房贷资金成本过高引发的住房按揭贷款还款风险增加的金融风波；
（4）以美国次级债危机为前车之鉴，事先采取科学论证、试点推广、风险控制等手段，尽快推动住房按揭贷款证券化的进程，化解集中于银行体系的金融风险；
（5）严格控制并有效阻击银行资金尤其是境外资金非法流入国内资本市场。
2.立足于本国金融资本，积极引导个人投资者参与金融投资，鼓励机构投资者的进入，同时吸收国外金融投资为补充，实现投资主体多元化。加强对机构投资者进入金融投资领域的引导，降低其进入门槛，同时注意对其进行投资风险意识教育，树立投资理念。
3.根据现代企业制度和市场经济的要求，实现中介机构民营化，建立规范的行业自律制度和信用制度，强化会员和社会公众的监督作用，完善证券交易所的组织架构和运作方式，建立严格规范的行业自律制度、信用制度和从业人员资格认证制度，增强从业人员的职业操守。
4.作为调控主体，政府退出对金融投资过程和投资行为的直接干预，成为整个社会金融投资活动的间接调控者。政府对金融投资的管理应该包含以下几个方面：
（1）按照国民经济和社会事业发展的目标合理确定金融投资活动的宏观调控目标，明确发展方向；
（2）管好、用好政府投资；
（3）营造良好的投资环境，依法建立公平竞争的环境，保护投资主体的合法权益，规范参与金融投资各方的行为；
（4）防范国家金融风险。
5.从实际出发，以切实满足投资者的需要为宗旨，既改善金融投资环境中的物质因素，又灵活地运用各种政策措施，改善金融投资环境中的非物质因素。具体而言应从以下方面着眼：
（1）保持政治、经济的长期稳定和发展。
（2）建立一个符合国际规范的、成熟而发达的金融市场，尤其是证券市场。
（3）建立高效率的证券交易系统和现代化的通讯网络，改进和完善信息传递系统，提高金融服务质量。
（4）建立和完善各种证券管理政策及法律，维持证券市场的正常运行秩序，保障投资者的利益。
（5）加快培训金融投资人才。
四、结束语
综上所述，我国政府必须在坚持金融投资渐进式发展原则的基础上，一方面积极支持并鼓励资本市场金融创新业务的发展，稳妥推进金融市场的开放；另一方面应加大力度，合理控制对外证券投资的风险。国内各类投资机构应从此次危机中汲取深刻教训，在对外投资之前深入调查和研究，深入了解风险，合理防范和控制风险。
参考文献：
[1]易宪容.美国次级债危机及对中国的警示[J].时事资料手册，2007，（5）.
关键词：乡村债务公共危机社会
引言
乡村债务问题的严重性早已为政界和学界所共知，从1999年开始，国务院和省、市、县在数年内多次下发了各种文件，而债务危机却日益深重。2005年的法国巴黎骚乱震惊世界，导火索看起来微不足道，而存在的问题早已冰冻三尺非一日之寒，只是执政者熟视无睹才造成了后来的悲剧。不但是对法国的一个警告，也是对我们的一个启示。特别是农村在乡村债务的危机还没有爆发以前，更要引以为鉴，防患于未然。
一、乡村债务越滚越大
目前湖南农村几乎是乡乡有债、村村欠钱。据省农办、财政厅1999年对乡镇负债的普查表明，全省2000多乡镇，负债面88.2%（注1）。笔者进行的涉及全省129个乡镇的问卷调查，负债面为89%（注2）。如衡阳县、衡南县、常宁市、桃源县、澧县、汉寿县等地方的乡镇负债面达100%，衡阳县和澧县、桃源县等地方的村级负债面达99%以上。
到2005年底全省的乡村两级债务的状况如何，很难准确把握。如果推断全省乡村债务总额采取中间值法则的话，根据笔者调查的六县31个乡镇的乡村债务平均值1498万元计算（同注2），按2000个乡镇，全省乡村债务总额估计不会低于299.6亿元。根据国家统计局核算审定，2004年湖南省GDP为5641.9亿元（注3），那么乡村两级债务就占2004年湖南GDP的比重的5.3%；2004年湖南省财政总收入608亿元（注4），那么乡村两级债务就占省财政总收入的49.3%。所到之处，绝大多数的乡村债务都是本级财政收入的数倍甚至数十倍，很多都成了“五十年债务”、“百年债务”，比例之高，触目惊心。
在桃源县，所调查的泥窝潭乡有1.8万多人，18个村，乡级负债是925万元。在桃源县调查时，另一个乡一个不愿公开地名和姓名的副乡长对笔者说：在桃源县，负债1亿元的乡镇有5个，最高的一个乡负债达1.7亿元。衡阳县26个乡镇负债2.9亿元，893个村负债的总额是1.33亿元（注5），对于一个在2004年国税只有4268万元、地税只有2727万元收入的衡阳县财政而言（注6），4个多亿元的乡村债务是几年的财政收入。
湖南省委、省政府在2000年提出了县乡村“五年还债”的目标，时间过去了五年，不仅旧债无减，反而新债激增。据省农办、财政厅1999年对乡镇负债的普查，全省乡镇共负债85.4亿元（同注1）。根据笔者的调查（同注2），乡、村债务两者基本接近，有的地方村级债务还远远高于乡镇债务。按照乡级债务的数据来推算村级债务的数额，全省在1999年乡村两级总负债数额最低就在170亿元以上。到2005年底全省的乡村两级债务总额就达到了笔者调查估算的299.6亿元。从1999年到2005年乡村两级债务就可能增加了129.6亿元，平均每年以近26亿元的速度在递增。
桃源县从中国社科院农村发展研究所调查的2002年到笔者调查的2005年，不到三年的时间，负债亿元的乡镇就从1个增加到5个；在中国社科院调查时的2002年，乡镇负债最高的只有1.09亿元，到笔者调查时的2005年底，负债最高的就已经突破1.7个亿。特别是有不少乡镇，如在桃源县乡镇债务数额处于中等偏下的泥窝潭乡，仅债务利息一项就每年要增加100万元以上，其他债务严重的乡镇就可想而知了。债务雪球越滚越大，危机象火一样正在逐渐往上蔓延。
二、乡村债务形成机制
债务形成机制的根源是农村的行政体制出现了重大问题，赵树凯指出，这个体制的问题主要表现在，乡镇完全是围绕上边各种指令转，为完成超出正常的资源范围的指令，乡镇领导人要么造假，搞形式主义，要么只有“硬来”，“借钱”办事，拆东墙补西墙，造成债务的雪球越滚越大。
一是完成上级下达的财税任务而形成的债务。财税任务是实行各级政府负责制，到乡镇以后就必须由乡村两级最后确保任务完成,因此而债台高筑。从全省的情况来看，乡镇基本上年年保证完成了县政府下达的财税任务，而实际征收的缺口只能由乡村两级垫付。如衡阳县尾欠税费总额为16781.4万元；全县村级债务总额1.33亿元中有9631.8万元是因垫付税费而形成的，村级垫付税费占村级债务总额的72%（同注5）。
二是完成上级下达的发展任务而形成的债务。主要是乡村举办公益事业如水、电、路等基础设施建设，包干义务教育及发展教育的建校和危房改造，以及当时发展乡镇企业和调整产业结构等所遗留债务。前些年从上到下都大张旗鼓地倡导“人民事业人民办，办好事业为人民”，有个县委书记就有一句这样的名言：有钱能够办成事是好干部，没有钱能够办成事是更好的干部！他补充说，有钱会办事不是真本事，只有没有钱能够办事才是真正有本事！由于是基于“三提五统”的收入预期而借债或垫资大上项目，没有到考虑农民的承受能力，而所摊派的款项又收不起来，新的政策又使还债计划全面落空，造成大量的举债无法偿还。衡阳县三湖镇（注7），教育一项镇财政就下欠了292.51万元：仅建校和危房改造就投入了500多万元，向农民集资实际收上来的只有78.89万元，加上向上面争取的资金和向社会募捐共计不到200万元。国家公路“乡乡通”工程却要没有任何收入来源的乡镇支出配套资金，三湖镇境内公路需要配套资金120多万元，在不能向农民摊钱的情况下通过向社会募捐还是负债30多万元。
三是乡村财务管理普遍混乱而形成的债务。乡村级财务管理不规范，监督制约机制不健全，不能有效控制乡村级财务的收支，致使合理开支逐年增加，吃喝招待费、超标准租车、公款旅游屡禁不止，开支随意性很大，黑洞很多，直接导致了债务的形成。有些乡镇的干部工资一年只能发足半年，而主要负责人的公款吃喝和公款旅游却放任自流，毫无节制。一些乡镇还违规修建宿舍楼，不顾财力地购买小车，超额报销差旅费等。有不少的乡镇因公款吃喝欠下债务而造成办公大楼被法院拍卖还债，特别是有的乡镇吃喝招待居然形成了十年、甚至百年才能还清的“百年债务”。最典型的莫过于闫集镇，三届镇政府打下130张共计17万余元的欠条，105岁老人在讨债数年后竟得到了暂定每年还1000元需要170年才能还清的还款计划（注8）。
四是乡村组织维持自身生存而形成的债务。由于乡村的事权大于财权，造成收不抵支。首先是拖欠乡村干部的工资，如果上级不出台有效的政策，很多乡村干部的工资只能无限期地拖欠下去；其次是拖欠办公经费和电费等。湘南的一个镇，历年欠发工资总额200多万元，历年下欠电费9.3万元，村干部欠发工资191万元。该镇每年仅镇政府的租车费和一台小车的维修费用、油料费用就在10万元以上。上面来人需要招待费，争取项目需要经费，再加上政府办公楼的取暖费、打印费、电话费、水电费等各种行政管理费用；如果和人员工资支出两项支出相加，每年没有80多万元是维持不了镇政府的正常运转。无奈之下只得左手“拆东墙”，右手打欠条。
乡村的债务问题本来已经岌岌可危了，现在不仅不去减轻乡村负担，以让乡村从沉重的税费压力下解脱出来之后，有一个休养生息的机会，却反而在不断地增加负担。根据笔者对129个乡镇负责人的问卷调查，有75%的人认为目前的工作是上级及其部门用权力转移了属于他们自己的责任（同注2）。非常危险的是，我们地方领导人对此熟视无睹，坐视问题的严重性而无动于衷。如果产生新债务的根源没有消除，不仅使化解旧的债务越来越艰难，而且每增加一笔债务，就为我们在新农村建设的前进道路上埋下一个地雷。
三、乡村组织岌岌可危
由于巨额债务长期悬而不还，使乡村组织信用和权威陷入了前所未有的低谷。对于目前绝大多数乡村的主要负责人，一年中最发愁的时候是农历年关，躲债赖债非常普遍，普遍感到困惑无助：“欠账那么多，上级不管，集体没有，又不敢向群众伸手，就是神仙也没办法。”有的债主在毫无办法的情况下，只得将乡政府和村委会告上法庭，不少的乡镇每年要接到法院10多份甚至几十份的强制执行通知书。一些乡镇的政府办公大楼就法院被强行拍卖了，一些乡镇的财政帐户被法院冻结，造成退伍军人的优抚款甚至五保户的供养款都被法院抵押还债。且不说绝大多数的乡政府即使把办公楼卖了，相对于天文数字的债务也是杯水车薪；问题还在于，乡政府无法和企业一样破产，除了办公楼就一无所有，可一旦把乡政府办公楼查封了，作为政权的基层代表沦落到这种地步，是不是对政权信誉的一种威胁呢？对于村委会而言，绝大多数都没有办公楼，没有任何集体资产，而土地是农民的，除了债务就一无所有，是名副其实的“无产阶级”基层组织，如果法院作出判决又如何执行？乡村债务冲击着农村政治和法律制度，现存的秩序体系已经全面动摇。
法律是在党的领导下制订的，政府和基层组织不仅没有超越于法律的权力，而恰恰应该是遵守和履行法律的榜样，否则法律就会失去它的神圣尊严而成为一纸空文。借贷行为是一种契约行为，乡村组织作为合同的一方，必须无条件信守承诺履行合同。一个无力承担法律责任的乡村组织怎么会得到民众的信任？一个言而无信，不履行诺言的乡村组织自然没有权威可言。更严重的是，乡村组织无力还债，失信于民，也直接影响到党和政府在人民群众中的形象。从长远来看，乡村债务造成的乡村组织公信力和权威的降低，将使得农村的政治生态更加恶化，造成农民对任何干部和任何组织都不相信。李昌平的“政府组织群众怕，群众组织政府怕”就一针见血地指出了危机所在：我们究竟还能够相信谁？我们究竟还能够依靠谁？谁还会相信我们？谁还敢相信我们？
对于绝大多数的乡村而言，不仅背负着沉重的债务，甚至自身生存都难以维系，有谁会相信他们能够对农民提供最基本的服务？很多乡村为了缓解沉重的债务压力，尽可能减少正常的公务活动，尽可能压缩经费开支，少数地处偏远的村干部为了减少车费开支尽可能不到乡政府开会。在这样的情况下，乡镇面对农民的需要已经无法满足了，其所承担的社会公共管理与服务职能根本无法实现，部分乡村组织基本上处于瘫痪半瘫痪状态。按照现在这样运转下去，他不需要被人去取消就会自我取消了！所以有些人提出取消乡政府，包括设立办事处，就顺理成章了。
根据笔者对全省129个乡镇的问卷调查，有74%的乡镇对生活困难的群众很少进行过救助，有15%的乡镇因乡镇财政无力没有进行任何救助。对乡村公路、水利等公共设施建设，有68%的乡镇财政很少有投入，有9%的乡镇财政没有任何投入（同注2）。桃源县泥窝潭乡的五马寨村支部书记和花轿坪村支部书记认为：乡村两级特别是乡政府，现在要权没权，要钱没钱，尽管有很多公益事业建设已经迫在眉睫，但群众想都没有想过要去找乡政府。如果目前的状况不得到改变，只要不发生洪涝灾害，不发生非典和禽流感，乡村两级就基本上没有存在的必要了。这样一来，曾几何时在沉重的税费压力下的乡村组织，还未来得及品味取消农业税后的喜悦，转眼就面临着合法性挑战：日益增长的乡村公共品和服务的需求与不断萎缩的乡村财政供给能力之间的矛盾，决定着如果不能满足农民基本的公共需求，乡村组织的存在就失去价值。这种合法性危机将会冲击整个乡村组织的政治权威，从而使乡村组织走向崩溃。
四、债务危及社会安全
对于包括乡村债务在内的这样一些严重的社会问题，主流的观点认为，只要加快发展一切问题就会迎刃而解，解决只是时间的问题。然而，面对巨额的乡村债务，谁能够对乡村组织的偿还“时间”作出预期或估计呢？债权人有不少就是处境艰难的农民，对于乡村组织的偿还能力已经彻底绝望的他们，会不会手攥着“白条”有这个耐心继续等待下去？而问题更严重的是，很多债权人已经感到，即使把乡村干部杀光也不能解决问题；如果让目前的形势继续发展下去，他们会不会把矛盾直指高层？这是目前农村危机的关键所在！
而雪上加霜的是，除了乡镇的主要负责人以外，绝大多数的乡村干部本身就是债主，在债权中占有很大的比例，而且不少的乡村干部又是从亲朋好友这样一些农民的手中转借来的。在衡阳县三湖镇的村级债务中，民间债务占村级债务总额的53.2%,而下欠村干部的债务占村级债务总额的26.8%（同注7）。因此，乡村债务已经把乡村干部和很多的农民的利益捆绑在一起，这种利益捆绑为农村的引发提供了一个十分危险的动力机制和社会基础。
在税费改革前农民负担最沉重的时期，尽管农村的社会矛盾也非常尖锐，也发生了不少的，但只是小范围小规模的局部性问题，并没有造成全国性的甚至一省一市的大规模，对整个社会的破坏力不是很大。主要是因为农民缺乏组织基础和领导力量，而强大的乡村组织广泛地吸纳了农村社会精英，构成了一条保卫社会安全的“防火墙”。时至今日，在沉重债务重压之下的乡村组织，还会不会继续承担这样的责任？岁月轮回，形势却在不断逆转。乡村组织今天已经沦为真正的“无产阶级”组织，除了拥有大量的债务以外一无所有，被称为之“破产政府”，处于崩溃的边缘，乡村干部陷入了前所未有的三“穷”困境：一是在政治上命运前途暗淡：“路穷”。乡村干部与农民共同处于农村社会的最基层，为今天现代化的前期积累作出了很大的牺牲，也与农民一样并没有分享到多少现代化成果，除了身负重债一无所有。还没有来得及恢复元气立即就处于当前乡村体制改革的风口浪尖上。他们对目前农村改革的走向感到困惑，对自己的前途命运何去何从感到无奈，他们对自己的艰难处境感到非常不满。二是在经济上生存难以为继：“家穷”。乡村干部的待遇就本来低，在湖南非城郊的农村，村支书年工资在1500-3500元之间，乡镇干部工资人平在1万元左右，远远低于社会平均劳动力价格。然而，不仅本来不多的工资被长期拖欠，而且还要借钱垫付上缴税费。根据笔者的129个乡镇的问卷调查，其中有68%的乡镇历年拖部职工工资，衡阳市所调查的34个乡镇中拖欠面在91%以上，拖欠工资少者一年有余，多的长达几年。在当前巨额的乡村债务压力之下，许多乡村干部在经济上越来越感到绝望。岳阳市有一个乡镇干部问上面来的领导：“现在保稳定，你们怕群众闹事，怕不怕乡村干部闹事？”（注9）三是在社会上遭到普遍否定：“名穷”。无论是学界还是媒体，一边倒地把乡村干部当作农村“恶”的标志，贴上“丑”的标签。几乎所有的三农问题仿佛都是乡村干部造成的，成为了人人喊打的“过街老鼠”！
乡村干部一旦产生了与债权人一样的绝望，就犹如火上加油，为农村的大规模引发提供了天然的组织基础和领导力量。因为这是乡村干部的双重身份所决定的。作为乡村干部，对于群众而言，代表组织或政府，他们是干部身份；而对于县以上的各级而言，他们又是群众身份，他们的利益实质上也是群众的利益。村干部本身就是农民，而且乡镇干部的80%以上也来自农民，没有谁能够比他们更了解农民，也就比任何人更善于组织农民和领导农民。如果他们能够在中国改革开放的社会稳定中起到“防火墙”的作用，那么，他们就更知道该在绝望的时候怎么“放火”。乡村干部的影响力和组织能力，远非那些“减负代表”、“维权代表”所能比拟的。
目前农村很多债主已经索债无望，很多乡村已经拖债无招，很多基层干部积压的怨气已经由来已久。尤其是钱是集体借的或前一任领导借的，而集体的债务却由个人承担责任，一旦讨债的压力超过承受能力，转移矛盾就成了唯一的选择。根据笔者在129个乡镇负责人中的问卷调查，有42%的人认为化解乡、村债务最好的办法应是由中央转移支付解决；有21%的人认为由上级财政接管债务；包括要中央转移支付解决和上级接管债务的就有高达63%的人（同注1）。何况乡村干部在乡村债务中本身就有重大的债权利益，在绝望的情况下就可能铤而走险。
同时，我们的社会处于改革的社会转型时期，社会的淘汰机已经成为了社会公共安全危机的根源。例如衡阳市的一个分管城管的副区长被残疾人点燃汽油同归于尽，1998年情人节武汉长江大桥的爆炸事件，2001年的“石家庄爆炸案”，2003年北大、清华爆炸案，以及2004年的长沙公交车爆炸等。悲剧提醒我们，如果没有处理好社会转型期的利益公平问题，无疑会形成一个利益的挫折人群，这些人的情绪将会演变成巴黎骚乱那样的社会性暴力事件，给我们这个社会的公共安全带来巨大威胁。历史告诉我们：社会各个阶层利益矛盾的激化，总会通过处于底层的群体用最为极端、最有破坏力的形式来表现对社会的绝望和愤怒。在乡村债务中，如果他们的利益在正常情况下无法无法实现，很可能就会通过不正常的方式来表达。特别是在基层的干部队伍中，人心思“乱”而不是思“安”，因为在现在的秩序下看不到希望和前途，所以，对改变现行秩序的愿望非常强烈。无论从上到下，从公务员到老百姓，不平衡的心态是我们这个社会埋藏在地下的炸药，只需导火索就会爆炸！农村不少，恰恰正是我们的干部和党员在起点火作用。如果不迅速采取对策化解危机，继续等待观望而犹豫不决，“革命和改革在赛跑”，也许时间就不在“改革”这一边，从而坐失良机。希望全社会能够对此引起高度警惕，使我们艰难前行的民族尽可能少一点波折和苦难！
结束语
2006年是新农村建设的开局之年，而乡村债务无疑是绕不过去的坎。乡村债务的问题不解决，乡村组织就难以在新农村建设中发挥应有的作用；没有乡村组织的组织领导，新农村建设就无从谈起。更为严重和可怕的是：一方面，如果乡村债务得不到化解，一旦推进乡镇体制改革，债务难题就会成为一道难以跨越的坎，不仅会使所有的矛盾集中爆发，而且还会影响乡村组织自身的变革和新生。而另一方面，我们社会进入了矛盾多发期，特别是下岗分流、学生就业、农民工这三个问题解决路径的不确定性，这些问题与乡村社会问题交积在一起，随时可能引发社会动荡，危及整个社会的公共安全。
后注及引用文献:
（1）：《半月谈内部版》2000年第9期
（2）：根据笔者对全省129个乡镇的百题问卷调查。
（3）：湖南统计信息网：《经济普查新闻会稿》
/tjyw/200512230021.htm
（4）：中国地方概览网：湖南
（5）：根据衡阳县财政部门统计表
（6）：根据衡阳县财政局2005年3月3日在县十四届人大第四次会议上的预决算报告
（7）：根据在笔者任衡阳县三湖镇党委书记期间镇财务内部报表及相关调查资料
关键词：货币危机；债务危机；联系效应；共生危机；实证分析
中图分类号：F820.3 文献标识码：A 文章编号：1003-9031(2008)05-0007-06
一、问题的提出
20世纪90年代以后，国际金融危机，尤其是新兴市场国家金融危机的一个典型特征就是出现了多重危机共生的现象，不同类型的金融危机往往在同一时期、同一国家并发。在这种情况下，传统的将货币危机、银行危机、债务危机孤立研究的金融危机理论无力解释这些现象，共生性金融危机理论应运而生。但从目前国际上关于共生性金融危机理论的研究现状来看，多数文献仍将共生危机的研究局限于共生性货币与银行危机(注：关于货币危机与银行危机共生的研究主要有：Obstfeld（1994）、Miller（1996，1999）、Chang and Velasco（1999）、Kaminsky and Reinhart（1999）、Glick and Hutchison（1999）等。)，而对另一种类型的共生危机，即货币危机与债务危机的共生却很少涉及。
事实上，与共生性货币危机和银行危机相比，无论从理论还是经验上讲，货币危机与债务危机并发的现象都更为普遍。Reinhart(2002)的研究结果表明，发展中国家84%(注：Reinhart（2002）的实证分析样本涵盖了59个发展中国家。)的债务违约会引发货币危机，66%的货币危机也会引发债务危机，同时，就国际社会来看，墨西哥(1994)、法国(1998)、阿根廷(2001)等国也都曾发生过较大规模的共生性货币危机与债务危机，可以说，研究货币危机与债务危机间的共生联系对于金融危机理论演进以及共生金融危机外延的推广具有重要意义。[1]
理论上讲，货币危机和债务危机间确实存在一定的内生联系，它们会由某些共同的宏观经济因素同时引发，也会在某些力量的推动下形成彼此间的传导和扩散效应，而且传统的金融危机预警文献在指标选取上也经常把一国的外债水平作为货币危机的一个重要决定因素，但问题在于：货币危机和债务危机间通过何种渠道相互联系?两种危机间的联系机制能否得到实证的检验?深入研究这些问题，无论从为实证分析提供理论依据还是为危机预警筛选更为明确的指标变量等角度都具有相当的参考价值。
鉴于货币危机和债务危机联系的连续性问题对于构建完善的危机预警体系以及为政府寻求高效的危机处理方式更具有现实意义，本文侧重于考察货币危机与债务危机的长期联系效应，通过对新兴市场经济国家和其他发展中国家样本数据的实证检验，分析货币危机与债务危机在长期中是否存在某种稳定的联系，以检验二者联系的连续性。通过研究笔者发现，无论是新兴市场经济国家还是其他发展中国家，货币危机与债务债务危机间都不存在长期稳定的联系。
二、关于共生性货币危机与债务危机联系效应的文献回顾
就现有文献看，目前国际上关于货币危机与债务危机联系效应这一问题的研究尚处于起步阶段，各方面的研究散见于早期的危机预警文献(如CKR(2000)、IMF(2001))以及一些政策文献(如Chiodo and Owyang(2002)、Mussa(2002)、Corsetti and Mackowiak(2000)等)中。Obstfeld(1994)被认为是最早研究货币危机与债务危机共生的学者。[2]他最早将通货膨胀因素作为政府预算融资的一个变量引入模型，考察了福利最大化政府的决策行为，尽管该模型并未考虑债务违约因素，仅分析了政府如何在通货膨胀和税收两种预算融资方式间的权衡问题，但它却为后来共生性货币危机与债务危机的进一步研究提供了理论指引。此后，一些学者沿循Obstfeld的分析思路，系统地研究了共生性货币危机与债务危机的联系机理和联系效应问题，关于这两种危机间联系的实证分析方面也积累了一些文献。
在货币危机与债务危机的联系机理方面，Herz and Tong(2003)、Dreher，Herz and Karb(2004)分别从危机的共生因子、内部传导和两者的负相关关系三方面对这一问题进行了系统的论述，具体的研究思路如图1所示。Herz and Tong(2003)指出，货币危机与债务危机共生的联系机制体现为以下方面：一方面货币危机与债务危机会由某些共同的宏观经济因素同时引发，另一方面这两类危机间也存在互补性和替代效应(注：货币危机与债务危机的互补性是指一种危机会引发另一种危机发生，替代效应的含义同上文中货币危机与债务危机的负相关关系，指一种危机的发生会降低另一种危机发生的可能性。)，自我实现的预期促成了危机间的内部传导进而使其呈现互补性，而政府的预算约束限制又使得两种危机间具有相互弱化的替代关系，Herz and Tong还通过一个自我实现的共生危机模型，在购买力平价理论的框架下具体分析了货币危机与债务危机的共生原因、内部传导效应以及投资者预期对政府行为的影响。[3]Dreher，Herz and Karb(2004)在以上分析的基础上更详细地分析了货币危机与债务危机三方面联系的具体决定因素和形成机制，他们指出，总需求的负面冲击、国际(实际)利率水平的上升以及太阳黑子因素都是形成共生性货币危机和债务危机的共同原因，债务危机导致的贸易、产量和就业损失以及投资者和投机者的行为会导致债务危机向货币危机传导，而政府政策的权衡以及原罪现象则会形成货币危机向债务危机的传染，政府预算约束下融资方式的选择会使得货币危机与债务危机间呈负相关关系。[4]此外，Bauer，Herz and Karb(2003)从政府政策选择的角度分析了这两类危机间的共生联系机制，通过对政府的成本-收益分析，研究了福利最大化的政府在贬值和违约间的选择问题，据此得出了共生性货币危机与债务危机的生成条件和两者共生的临界区间。[5]Calvo(1998)、Benigno and Missale(2001)、Aizenman(2002)等也在政府预算约束的框架下对货币危机与债务危机的联系机制进行了理论分析。[6][7][8]
图1货币危机与债务危机的理论联系示意图
注：实线表示增强效应，虚线表示减弱效应。
同时，一些学者还具体分析了某些特殊因素在共生性货币危机和债务危机生成中的作用和传导路径。Bauer，Herz and Karb(2003)、Herz and Tong(2003)分别通过模型分析了投资者预期因素对政府行为、政府政策的影响以及共生危机生成中预期的自我实现效应；[9][10]Reinhart(2002)和Sy(2003)考察了信用评级在共生性货币危机和债务危机中的作用；[11][12]而Jahjah and Montiel(2003)则从汇率政策的角度研究了新兴市场经济国家货币危机与债务危机共生的条件，结果表明，货币危机向债务危机的传导在很大程度上取决于一国的汇率体制，在实行硬钉住的国家，贬值更倾向于引发债务违约。[13]
实证分析方面，关于这一问题的研究多是围绕货币危机与债务危机间是否存在联系以及对上述三方面联系机理的检验展开，从现有资料看，由于样本选择、研究方法、变量定义等方面的差异性，目前关于共生性货币危机与债务危机联系效应问题的实证研究并未形成主流或一致的结论。Goldstein等(1998)的研究表明，货币危机与债务违约间确实存在某些联系；[14]Reinhart(2002)通过考察信用评级在货币危机和债务危传导中的作用，发现发达国家中货币危机与债务违约并无直接联系，新兴市场经济国家货币危机和债务危机相互引发的概率存在较大差别，但是Reinhart的分析没有得到货币危机与债务危机间存在共生因子的结论。[15]相反，Herz and Tong(2003)利用74个发展中国家1975-2001年的样本数据，通过Granger因果关系检验以及敏感性分析等方法，却发现货币危机与债务危机间存在多项共生因子，储备与进口的比率、国内GDP增长率以及FDI与外债的比率等都是形成货币危机和债务危机的共同原因。[16]Dreher，Herz and Karb(2004)通过80个国家1975-2000年的面板数据表明，短期中货币危机和债务危机间确实存在内部传导效应，中长期中政府预算融资形成的两种危机的负相关关系的理论假设也成立，但该项研究除了发现公共债务会同时引发这两种危机外，并未发现货币危机与债务危机间还存在其他共生因子。[17]另外，Sy(2003)通过对13个新兴市场经济体近期(1994-2002年)小样本数据研究，得出了新兴市场经济国家货币危机与债务危机基本无关的结论，检验结果表明在这些国家货币危机与债务危机的相关系数只有6%。[18]
三、模型设计、变量选择及样本说明
(一)模型设计
1.货币危机指标的确定
目前国际上关于货币危机的实证定义主要有以下几种：
(1)Frankel and Rose(1996)将货币危机定义为货币名义贬值率不低于25%，并且贬值率的变动率不低于10%。[19]
(2)Eichengreen Rose and Wyplose(1996)和Kaminsky and Reinhart(1999)采用外汇市场压力指数(EMP)这一指标来定义货币危机，但两者对EMP的定义又有所差别。[20][21]
Kaminsky and Reinhart(1999)用汇率和外汇储备的加权平均变动来定义外汇市场压力指数，计算公式为：
其中，stdl和std2分别代表国家i在时间t的汇率百分比和外汇储备百分比变化的标准差；
Eichengreen Rose and Wyplose(1996)则采用通货的大幅度汇率、国际储备和利率的加权平均构成的外汇市场压力指数来定义货币危机，它们提出外汇市场压力指数的计算公式为：
其中，e为汇率，i为利率，r为外汇储备。
(3)在Eichengreen Rose and Wyplose(1996)和Kaminsky and Reinhart(1999)之后，Glick and Hutckison(1999)将货币危机定义为用来解释成功和非成功投资冲击的汇率和储备的平均变动。[22]
考虑到数据的可得性以及问题分析的需要，本文中货币危机采用的是Frankel and Rose(1996)的定义，并借鉴Bauer，Herz and Karb(2005)中关于货币危机的描述，选取货币的贬值率作为货币危机的变量，即当一国货币名义贬值率不低于25%，并且贬值率的变动率不低于10%时，视该国发生了货币危机。[23]
2.债务危机指标的确定
本文债务危机的定义借鉴Bauer，Herz and Karb(2005)中关于金融危机程式化事实的研究结论(注：Bauer,Herz and Karb（2005）的研究表明，债务危机中债务水平的临界值大约为GDP的40%，但关于债务危机临界点的确定也有不同的观点，有些危机预警文献中将这一临界值定为50%。参见：安辉. 现代金融危机生成的机理与国际传导机制研究[M].北京：经济科学出版社，2003年版，第176页.)，将债务危机界定为债务水平占GDP的比重超过40%，并选取外债总额占GDP的比重这一指标作为债务危机的变量。
3.样本数据说明
本文中选取了58个发展中国家(其中，新兴市场经济国家27个，即阿根廷、孟加拉、博茨瓦纳、巴西、智利、哥伦比亚、厄瓜多尔、埃及、加纳、印度、印度尼西亚、约旦、肯尼亚、马来西亚、毛里求斯、墨西哥、摩洛哥、巴基斯坦、秘鲁、菲律宾、斯里兰卡、泰国、特里尼达和多巴哥、突尼斯、土耳其、乌拉圭；其他发展中国家21个，即伯利兹、玻利维亚、布隆迪、喀麦隆、哥斯达黎加、多米尼加共和国、萨尔瓦多、赤道几内亚、斐济、格林纳达、危地马拉、几内亚-比绍、圭亚那、海地、洪都拉斯、牙买加、老挝人民民主共和国、马达加斯加、马拉维、马里、缅甸、尼泊尔、尼加拉瓜、尼日利亚、巴拿马、巴拉圭、罗马尼亚、塞拉利昂、阿拉伯叙利亚共和国、乌干达、赞比亚、委内瑞拉)。1976-2005年货币贬值率和外债占GDP比率的数据作为分析样本，相关数据来自United Nations Statistics(Common Database)，具体指标变量根据作者计算整理得到。
(二)样本国家共生危机识别和分布
根据以上货币危机和债务危机的定义，笔者从1740个样本数据中对各个国家共生性货币危机和债务危机的发生情况进行了识别，共识别出了104次共生危机，各年度共生危机的分布情况如图2所示。
图2 样本国家1976-2005年度共生性货币危机和债务危机分布情况
从图2可以看出，20世纪90年代以前发展中国家共生危机总体呈上升趋势，到1990年前后达到峰值，此后虽然略有下降，但表现出较强的周期性，尤其是1996年以后这种周期性更为显著。同时，就不同类型发展中国家危机发生情况来看，新兴市场经济国家共生性货币危机与债务危机发生的次数均明显高于其他国家，且周期性较强，尤其是1996年以后货币危机与债务危机的联系效应呈现出较为明显的规律性。
四、实证分析
以上通过不同年度共生性货币危机和债务危机的发生情况对其联系效应进行了直观考察，为了进一步考察货币危机与债务危机长期中是否存在稳定的共生联系，本部分将通过相关系数检验、面板数据单位根检验以及协整分析分别对新兴市场经济国家和其他发展中国家的样本数据进行实证分析。分析思路为：首先对各个国家货币危机和债务危机的变量进行相关系数检验，从截面数据考察货币危机和债务危机的相关度，然后通过面板数据ADF检验方法检验变量的平稳性，当两变量为同阶单整变量时再通过协整检验辨别货币危机和债务危机间的长期均衡关系，如果二者存在协整关系，则通过误差修正模型检验两者间的因果关系，否则认为变量间不存在协整关系。为简化说明，以下分别用CC和DC来表示货币危机和债务危机的变量。
(一)相关系数检验
通过计算58个样本国家货币贬值率和外债占GDP比率的相关系数并绘制相关系数分布特征图(图3)发现，就各个国家来看，货币危机与债务危机的相关性并不明显，所有样本国家相关系数的均值仅为-0.217803，并且从相关系数分布上看，大多数国家货币危机与债务危机的相关系数分布在零值附近，且多数国家这两者间呈现的是一种负相关关系。
图3 样本国家货币危机与债务危机相关系数分布图
(二)面板数据ADF检验
关于面板数据的单位根检验，主要有Levin，Lin and Chu(2002)的LLC检验、Breitung(1999)的Breitung检验、Im，Pesaran and Shin(1997)的IPS检验、In Choi(2001)的Fisher-ADF、Fisher-PP检验等方法。[24][25][26]为了避免检验方法本身的局限性对结果的影响，笔者同时采用这五种方法分别对新兴市场国家和其他发展中国家货币贬值率和外债占GDP的比率这两个变量进行平稳性检验，具体检验结果见表1和表2。
从表1关于新兴市场经济国家的检验结果来看，货币危机的变量在1%的显著性水平下均通过了检验，债务危机的变量除了Breitung检验不能拒绝原假设外，其他检验在5%的显著性水平下也都拒绝了DC存在单位根的假设，由此可以判断，CC和DC序列均为平稳序列，CC～I(0)，DC～I(0)。
表2其他发展中国家ADF的检验结果表明，货币危机的变量在1%的显著性水平下通过了所有的检验，这说明CC序列为平稳序列，即CC～I(0)。而债务危机的变量仅通过了LLC检验和IPS检验，即使在10%的显著性水平下其他检验也未通过，经过综合判断，笔者认为不能拒绝DC序列存在单位根的假设，DC序列为非平稳序列。为了确定DC序列是否是单整的，笔者再对原序列进行一阶差分，并对差分序列进行单位根检验，结果显示，差分后DC在1%的显著性水平下均通过了LLC检验、Breitung检验、IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验，根据这一结果，可以认为序列DC经过一阶差分后平稳，DC为一阶单整序列，即DC～I(1)。综合以上分析得知，由于CC为平稳变量，而DC为一阶单整变量，两者不是同阶单整，因此可以得出，其他发展中国家货币危机和债务危机并不存在长期均衡关系。
(三)协整检验
由于其他发展中国家货币危机和债务危机不存在稳定的长期均衡关系，笔者将分析的重点转向新兴市场经济国家，由以上单位根检验结果可知，新兴市场经济国家CC和DC均为单整变量，满足协整检验的条件。以下将着重关注新兴市场经济国家货币危机和债务危机间是否存在协整关系，具体检验思路为：首先对变量进行回归，然后检验残差的平稳性，如果残差是平稳的，则认为两变量间存在协整关系。同时，考虑到货币危机与债务危机间的长期联系可能因国家不同而有所差异，在进行面板数据回归分析时选取变截距个体固定效应模型，模型形式设定为：
其中 表示个体对总体均值的偏离，所有个体偏离之和等于0，即 =0。
残差序列{e}的表达式为：
其中 的估计结果如表3所示。
从表3和表4可以看出，货币危机和债务危机回归的残差序列在10%的显著性水平下仅通过了IPS检验和Fisher-PP检验，在LLC检验、Breitung检验和Fisher-PP检验中均未能拒绝含有单位根的原假设，由此可以认为残差序列{e}为非平稳序列，序列CC与DC不具有协整关系，这表明新兴市场经济国家货币危机与债务危机间也不存在长期均衡关系。但从以上面板数据的回归方程的斜率看，货币危机与债务危机间表现出的是一种负相关关系，这表明货币危机与债务危机间具有一定的减弱效应。
五、结论
共生性货币危机与债务危机的长期联系效应作为共生金融危机理论的一个前沿课题，深入研究这一问题、合理评估两者联系机制的可持续性，对于政府财政货币政策协调以及开放经济条件下提高金融危机预警的效率都具有重要的理论意义。本文通过对58个发展中国家1976-2005年货币危机和债务危机的相关系数检验、面板单位根检验和协整检验，对新兴市场经济国家和其他发展中国家货币危机和债务危机的长期联系效应问题进行了较为系统的研究，结合实证分析结果，大致可以得出以下几点结论：
第一，无论在新兴市场经济国家还是其他发展中国国家，货币危机和债务危机长期中均不存在稳定的均衡关系，这一结果与Sy(2003)的分析结果基本相同，同时早期的危机预警文献(EWS)中关于新兴市场经济国家债务危机的爆发并不能减弱货币危机也支持本文的结论。但与Sy的分析所不同的是，Sy的样本仅包括新兴市场经济国家，本文通过将样本范围扩展到58个发展中国家，并将样本时间延长至30年发现，就长期而言，其他发展中国家货币危机和债务危机的共生性也不显著。
第二，本文的实证结果虽然表明发展中国家货币危机和债务危机间的联系效应不具有连续性，但文中并未否认多数文献中关于两种危机间存在某种程度联系的结论。通过对截面数据的相关系数检验和面板数据回归模型的结果，笔者发现这两种危机间确实存在一定的联系，并且表现为一种相互减弱效应，当然，这也是本文与早期危机预警文献的区别所在。同时，这一结论对发展中国家，尤其是我国的政府决策也具有重要的导向作用，由于共生性货币危机与债务危机的发生多与政府货币、财政政策的权衡密切相关，且货币危机与债务危机的替代效应主要源于政府的预算约束，因此，鉴于我国经济转轨时期政府面临的债务困境问题，注重财政政策和货币政策的协调配合、恰当选择政府预算融资方式应成为现阶段我国构建金融危机防波堤的一项不可缺失的内容，另外，这一研究结果对于远期中我国资本账户自由化、人民币汇率机制完全市场化后汇率机制与财政体制的搭配也具有前瞻性的指导意义。
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[25]Breitung， L.The Local Power of Some Unit Root Tests for Panel Data， Discussion Paper，Humboldt University Berlin， 1999.
20世纪后半期，国际金融危机尤其是新兴市场国家金融危机的一个典型特征，就是出现了多重危机共生的现象，即不同类型的金融危机往往在同一时期、同一国家并发。在这种情况下，传统的将货币危机、银行危机、债务危机孤立研究的金融危机理论无力解释这些现象，共生性金融危机理论应运而生。但从目前国际上关于危机共生的研究现状来看，多数文献仍仅局限于货币危机与银行危机的共生；①而对另一类型的共生危机，即货币危机与债务危机的共生却很少涉及。
事实上，与共生性货币危机和银行危机相比，无论从理论还是经验上讲，货币危机与债务危机并发的现象都更为普遍。Reinhart（2002）的研究结果表明，发展中国家②84％的债务违约会引发货币危机，66％的货币危机会引发债务危机。同时，就国际社会来看，墨西哥（1994）、法国（1998）、阿根廷（2001）等国也都曾发生过较大规模的共生性货币危机与债务危机。可以说，研究货币危机与债务危机间的共生性，对于金融危机理论演进以及共生性金融危机外延的推广具有重要意义。
从理论上讲，货币危机和债务危机间确实存在一定的内生联系，它们会由某些共同的宏观经济因素同时引发，也会在某些力量的推动下形成彼此间的传导和扩散效应；而且，传统的金融危机预警文献在指标选取上，也经常把一国的外债水平作为货币危机的一个重要决定因素。但问题在于：货币危机和债务危机间通过何种渠道相互联系？两种危机间的联系机制能否得到实践的检验？货币危机与债务危机间的共生联系效应又是否具有可持续性？深入研究这些问题，无论是为实证分析提供理论依据，还是为危机预警筛选更为明确的指标变量等，都具有相当的参考价值。
鉴于货币危机和债务危机联系的可持续性问题对于构建完善的危机预警体系，以及为政府寻求高效的危机处理方式具有现实意义，本文侧重于考察货币危机与债务危机的长期联系效应，即通过对新兴市场经济国家和其他发展中国家样本数据的实证检验，分析货币危机与债务危机在长期内是否存在某种稳定的联系，以检验二者间联系的可持续性。
二、货币危机和债务危机共生性与联系效应综述
就现有文献看，目前国际上关于货币危机与债务危机联系效应的研究尚处于起步阶段，各方面的研究散见于早期的危机预警文献（IMF，2001）以及一些政策性文献（Chiodo和Owyang,2002;Mussa,2002;Corsetti和Mackowiak,2000）中。[2－5]Obstfeld（1994）被认为是最早研究货币危机与债务危机共生问题的学者，他最早将通货膨胀因素作为政府预算融资的一个变量引入模型，考察了福利最大化政府的决策行为。尽管该模型并未考虑债务违约因素，仅分析了政府如何在通货膨胀和税收这两种预算融资方式间的权衡问题，但它却为后来共生性货币危机与债务危机的进一步研究提供了理论指引（Dreher等，2004）。此后，一些学者沿循Obstfeld的分析思路，系统地研究了共生性货币危机与债务危机的联系机理和联系效应问题，并在对这两种危机间联系的实证分析方面也积累了一些文献。
在货币危机与债务危机的联系机理方面，Herz和Tong（2003）、Dreher等（2004）分别从危机的共生因子、内部传导和两者的负相关关系等三方面，对这一问题进行了系统的论述（具体的研究思路如图1所示）。Herz和Tong（2003）指出，货币危机与债务危机共生的联系机制体现为两个方面：一是货币危机与债务危机会由某些共同的宏观经济因素同时引发；二是这两类危机间也存在互补性和替代效应，③即自我实现的预期促成了危机间的内部传导进而使其呈现互补性，而政府的预算约束限制又使得两危机间具有相互弱化的替代关系。Herz和Tong（2003）还通过一个自我实现的共生危机模型，在购买力平价理论的框架下，具体分析了货币危机与债务危机的共生原因、内部传导效应以及投资者预期对政府行为的影响。Dreher等（2004）在以上分析的基础上，更详细地分析了货币危机与债务危机三方面联系的具体决定因素和形成机制。他们指出，总需求的负面冲击、国际（实际）利率水平的上升以及太阳黑子因素等，都是形成共生性货币危机和债务危机的共同原因，债务危机导致的贸易和产量损失、失业以及投资者和投机者行为会使债务危机向货币危机传导；而政府政策的权衡以及原罪现象，则会形成货币危机向债务危机的传染；同时，政府预算约束下融资方式的选择，则会使货币危机与债务危机间呈负相关关系。④此外，Bauer等（2003）从政府政策选择的角度，分析了这两类危机间的共生联系机理。他们通过对政府的成本—收益分析，研究了福利最大化的政府在贬值和违约间的选择问题，并据此得出了共生性货币危机与债务危机的生成条件和两者共生的临界区间。[11]Calvo（1998）、Benigno和Missale（2001）、Aizenman（2002）等也在政府预算约束的框架下，对货币危机与债务危机的联系机理进行了理论分析。[12－14]
图1货币危机与债务危机的理论联系示意图
注：实线表示增强效应，虚线表示减弱效应。
同时，一些学者还具体分析了某些特殊因素在共生性货币危机和债务危机生成中的作用和传导路径。Bauer等（2003）、Herz和Tong（2003）分别通过模型，分析了投资者预期因素对政府行为、政府政策的影响以及共生性危机生成中预期的自我实现效应。[11]Reinhart（2002）、Sy（2003）考察了信用评级在共生性货币危机和债务危机中的作用。[15]Jahjah和Montiel（2003）则从汇率政策的角度，研究了新兴市场经济国家货币危机与债务危机共生的条件。其结果表明，货币危机向债务危机的传导在很大程度上取决于一国的汇率体制；而在实行硬钉住的国家中，贬值更倾向于引发债务违约。[16]
实证分析方面，主要是围绕货币危机与债务危机间是否存在联系以及对上述三方面联系机理的检验展开的。从现有资料看，由于样本选择、研究方法、变量定义等方面的差异性，目前关于共生性货币危机与债务危机联系效应问题的实证研究并未形成主流或一致的结论。Goldstein等（1998）的研究表明，货币危机与债务违约间确实存在某些联系。[17]Reinhart（2002）通过考察信用评级在货币危机和债务危机传导中的作用，发现发达国家中货币危机与债务违约并无直接联系；而新兴市场经济国家货币危机和债务危机相互引发的概率存在较大差别。但是，Reinhart的分析没有得到货币危机与债务危机间存在共生因子的结论。相反，Herz和Tong（2003）利用74个发展中国家1975－2001年的样本数据，通过Granger因果关系检验以及敏感性分析等方法，发现货币危机与债务危机间存在多项共生因子，即储备与进口的比率、国内GDP增长率以及FDI与外债的比率等，都是形成货币危机和债务危机的共同原因。Dreher等（2004）通过80个国家1975－2000年的面板数据证明，短期内货币危机和债务危机间确实存在内部传导效应，且中长期内政府预算融资形成的两种危机负相关关系的理论假设也成立；但该项研究除了发现公共债务会同时引发这两种危机外，并未发现货币危机与债务危机间还存在其他共生因子。另外，Sy（2003）通过对13个新兴市场经济体近期（1994－2002年）小样本数据研究，得出了新兴市场经济国家货币危机与债务危机基本无关的结论（检验结果表明，在这些国家中，货币危机与债务危机的相关系数只有6％）。[15]
三、模型设计、变量选取与样本说明
（一）模型设计
1.货币危机指标的确定
目前国际上关于货币危机的实证定义主要有以下三种。
（1）Frankel和Rose（1996）将货币危机定义为货币名义贬值率不低于25％，并且贬值率的变动率不低于10％。[18]
（2）Eichengreen,Rose和Wyplosz（1994）最早提出了用投机压力指数来定义货币危机。他们将投机压力指数定义为汇率、外汇储备和利率变动的加权平均。[19]此后，Hagen和Ho（2003）采用外汇市场压力指数（ExchangeMarketPressure,EMP）来定义货币危机。他们将外汇市场压力指数定义为月度实际汇率变动、储备变动和名义利率变动的加权平均；当该指标超过均值2倍标准差时，就定义为货币危机。[20]
（3）Kaminsky和Reinhart（1999）以及Glick和Hutchison（1999）也采用外汇市场压力指数来定义货币危机。所不同的是，他们的EMP没有考虑利率的因素，仅仅是汇率变动和外汇储备变动的加权平均。[21－22]
考虑到数据的可得性以及分析的需要，本文中货币危机采用的是Frankel和Rose（1996）的定义，并借鉴Bauer等（2005）关于货币危机的描述，选取货币的贬值率作为货币危机的变量，[23]即当一国货币名义贬值率不低于25％，并且贬值率的变动率不低于10％时，视该国发生了货币危机。
2.债务危机指标的确定
本文债务危机的定义借鉴Bauer等（2005）关于金融危机程式化事实的研究结论，⑤将债务危机界定为债务水平占GDP的比重超过40％，并选取外债总额占GDP的比重这一指标作为债务危机的变量。
3.样本数据说明
本文选取58个发展中国家（其中新兴市场经济国家27个）1976－2005年货币贬值率和外债占GDP比率的数据作为分析样本，相关数据来自UnitedNationsStatistics。具体指标变量根据作者计算整理得到，样本国家见附表1。
（二）样本国家共生性危机识别和分布
根据以上货币危机和债务危机的定义，本文对各个国家不同年份共生性货币危机和债务危机的发生情况进行了识别，共识别出104次共生性危机。各年度共生性危机的分布情况如图2所示。
图2样本国家1976－2005年共生性货币危机和债务危机分布情况
从图2可以看出，20世纪90年代以前，发展中国家共生性危机总体呈上升趋势，到1990年前后达到峰值；此后虽然略有下降，但表现出较强的周期性，尤其是1996年以后这种周期性更为显著。同时，就不同类型的发展中国家危机发生情况来看，新兴市场经济国家共生性货币危机与债务危机发生的次数均明显高于其他国家，且周期性较强，尤其是1996年以后，货币危机与债务危机的联系效应呈现出较为明显的规律性。
四、实证分析
为了进一步考察货币危机与债务危机长期内是否存在稳定的联系效应，本文将通过相关系数检验、面板数据ADF检验以及协整分析，分别对新兴市场经济国家和其他发展中国家的样本数据进行实证分析。其思路为：首先对各个国家货币危机和债务危机的变量进行相关系数检验，从截面数据考察货币危机和债务危机的相关度；然后通过面板数据ADF检验方法来检验变量的平稳性；当两个变量为同阶单整变量时，再通过协整检验辨别货币危机和债务危机间的长期均衡关系。如果两者存在协整关系，则通过误差修正模型来检验两者间的因果关系；否则，认为两变量间不存在协整关系。为简化说明，本文分别用CC和DC来表示货币危机和债务危机的变量。
（一）相关系数检验
通过计算58个样本国家货币贬值率和外债占GDP比率的相关系数，以及绘制相关系数分布特征图（见图3），发现就各个国家来看，货币危机与债务危机的相关性并不明显，所有样本国家相关系数的均值仅为－0.217803；并且从相关系数分布特征图上看，大多数国家货币危机与债务危机的相关系数分布在零值附近，且多数国家这两者间呈现的是一种负相关关系。
图3样本国家货币危机与债务危机相关系数分布图
（二）面板数据ADF检验
关于面板数据的单位根检验，主要有Levin、Lin和Chu（2002）的LLC检验；Breitung（1999）的Breitung检验；Im、Pesaran和Shin（1997）的IPS检验；InChoi（2001）的Fisher－ADF和Fisher－PP检验等方法。为了避免检验方法本身的局限性对检验结果的影响，本文同时采用这五种方法分别对新兴市场经济国家和其他发展中国家货币贬值率和外债占GDP的比率进行平稳性检验。具体检验结果见表1、表2。
从表1来看，货币危机的变量在1％的显著性水平下均通过了检验；债务危机的变量除了Breitung检验不能拒绝原假设外，其他检验在5％的显著性水平下也都拒绝了DC存在单位根的假设。由此可以判断，CC和DC序列均为平稳序列，CC～I（0），DC～I（0）。
表2表明，货币危机的变量在1％的显著性水平下通过了所有的检验，这说明CC序列为平稳序列，即CC～I（0）；而债务危机的变量仅通过了LLC检验和IPS检验，即使在10％的显著性水平下，其他检验也未通过。经过综合判断，本文认为不能拒绝DC序列存在单位根的假设，即DC序列为非平稳序列。为了确定DC序列是否是单整的，本文再对原序列进行一阶差分，并对差分序列进行单位根检验。结果显示，差分后ΔDC在1％的显著性水平下均通过了LLC检验、Breitung检验、IPS检验、Fisher－ADF检验和Fisher－PP检验。根据这一结果，本文认为序列DC经过一阶差分后平稳，DC为一阶单整序列，即DC～I（1）。综合以上分析得知，由于CC为平稳变量，而DC为一阶单整变量，即两者不是同阶单整，因此可以得出，其他发展中国家货币危机和债务危机并不存在长期均衡关系。
（三）协整检验
由于其他发展中国家货币危机和债务危机不存在稳定的长期均衡关系，本文将分析重点转向新兴市场经济国家。由以上单位根检验结果得知，新兴市场经济国家CC和DC均为单整变量，满足协整检验的条件。以下将着重关注新兴市场经济国家货币危机和债务危机间是否存在协整关系。具体检验思路为：首先对变量进行回归；然后检验残差的平稳性。如果残差是平稳的，则认为两变量间存在协整关系。同时，考虑到货币危机与债务危机间的长期联系可能因国家不同而有所差异，在进行面板数据回归分析时，本文选取变截距个体固定效应模型。模型形式设定为：
以货币危机作为因变量，采用GLS（cross－sectionweights）对模型进行估计，得到发展中国家债务危机与货币危机的面板数据回归结果：
残差序列｛e｝的表达式为：
其中，α[,i]*的估计结果如表3所示。
从表4可以看出，货币危机和债务危机回归的残差序列在10％的显著性水平下仅通过了IPS检验和Fisher－PP检验；在LLC检验、Breitung检验和Fisher－PP检验中，均未能拒绝含有单位根的原假设。由此可以认为残差序列｛e｝为非平稳序列，序列CC与DC不具有协整关系。这表明新兴市场经济国家货币危机与债务危机间也不存在长期均衡关系。但从以上面板数据的回归方程斜率看，货币危机与债务危机间表现出的是一种负相关关系，这表明货币危机与债务危机间具有一定的减弱效应。
五、结论
本文通过对58个发展中国家1976－2005年货币危机和债务危机的相关系数检验、面板数据ADF检验和协整检验，定量研究了新兴市场经济国家和其他发展中国家货币危机和债务危机的长期联系效应问题。结合实证分析结果，大致可以得出以下两点结论。
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
