国际资本流动“突然停止”、银行危机及其产出效应，本文主要内容关键词为：效应论文,资本论文,危机论文,银行论文,国际论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F831 文献标识码：A
近年来，席卷全球的金融危机及其深重后果使得各国的决策者在如何应对金融全球化、是否加快金融开放①的问题面前再次变得迷惘踟蹰。如何权衡金融全球化对新兴市场国家的利弊？金融开放是否会增加金融危机的风险？金融自由化改革应该遵循怎样的顺序？为什么迄今为止经济学家仍无法找到金融开放有利于经济增长的一致证据？这些问题学者们思索多年却未有定论，相关争论也随着美国次贷危机的爆发变得愈加激烈。金融全球化和金融开放问题的核心在于金融资本的国际流动。对于资本相对稀缺的新兴市场国家而言，国际资本的流入可以弥补国内储蓄缺口，缓解资本供需矛盾，加快资本积累从而促进经济金融的发展。但是，金融开放也为资本的大规模流入和流出大开了方便之门，增加一国经济面对外部危机冲击的脆弱性(Stiglitz，2002；Bhagwati，2004)。
布雷顿森林体系解体之后，特别是自20世纪90年代以来，发生在多数国家的金融危机具有一个共同的重要特征：这些国家在危机发生之前通常面临大量的金融资本流入，之后在某一年内突然出现金融资本流入的大幅下降甚至净流出——即国际资本流动“突然停止”(Sudden Stops)(下文简称“突然停止”)现象。“突然停止”问题最早由Calvo(1998)，Calvo和Reinhart(2000)提出，之后近10年间，国内外学者对“突然停止”现象进行了广泛的研究。大量的理论文献将“突然停止”与其他金融危机形式的发生以及产出的大幅下降联系在一起，②“突然停止”被认为是引发货币危机的重要因素(Krugman，1998；Honig，2008)，部分研究认为亚洲金融危机的关键在于90年代被吸引到该地区的大量流动资本(Radelet和Sachs，1998；金洪飞和李子奈，2001)。Kaminsky(2006)运用回归树(regression-tree)分析方法对不同的金融危机进行分类，发现“突然停止”的解释因子与其他金融危机形式有很大的区别，提出“突然停止”实质上是一种特殊形式的货币危机。
已有的文献从不同的渠道分析了“突然停止”对实体经济的影响。Calvo和Reinhart(2000)强调传统的凯恩斯效应机制，即“突然停止”的发生导致国内信贷额度下降和外部融资升水，经“金融加速器”(financial accelerator)的强化作用，引起总需求和产出的下降；同时，企业倒闭的外部效应③进一步加剧产出的下降。第二个渠道是Mendoza(2001)提出的Fisher债务—通缩机制，强调在担保约束下，“突然停止”触发保证金追加要求(marginal call)以及随后的资产抛售，导致信贷的萎缩和产出的下降(Kiyotaki和Moore，1997；Mendoza和Smith，2006)。其他渠道主要强调合约执行力和道德风险问题(Schneider和Tornell，2004)以及由Gopinath(2004)提出的搜寻摩擦模型(search friction model)的作用。Caballero和Krishnamurthy(2002，2004)，Durdu和Mendoza(2006)提出，全球金融体系架构的变化可能有助于防止“突然停止”的发生，或者降低其对实体经济的负面影响。Caballero和Krishnamurthy(2001，2003，2004)特别强调了国内金融发展在降低新兴市场经济面对外部危机的脆弱性上的重要性。
晚近的文献越来越多地关注不同金融危机之间的关联性及其叠加效应(如Aziz等，2000；Barro，2001；Gupta等，2007；Hutchison和Noy，2002，2005；Frankel，2005；Hutchison和Neuberger，2005)。Chari，Kehoe 和McGrattan(2005)研究发现，“突然停止”可能不仅不会导致产出下降，反而因为经常账户的改善而使产出增加，他们认为单独资本流动的“突然停止”不能解释金融危机期间产出的大幅下降。王喜平(2005)通过凯恩斯效应和债务紧缩效应分析了资本流入的“突然停止”对经济体的影响，认为“突然停止”会深化货币危机的影响，在国内表现为剧烈的经济衰退，在国际上则表现为货币危机的“传染”。Hutchison和Noy(2005)研究了货币危机和银行危机对产出的影响，发现货币危机和银行危机都对产出有严重的负面冲击，货币危机造成产出平均下降5％～8％，而银行危机造成产出平均下降8％～10％；但是货币危机和银行危机的叠加对产出没有额外的边际影响。Hutchison和Noy(2006)发现，与其他金融危机形式相比较，“突然停止”对实体经济的冲击最为严重，货币危机导致产出在3年内平均下降2％～3％，而“突然停止”则会导致产出下降13％～15％。Joyce和Nabar(2009)运用新兴市场国家的大样本面板数据实证研究了“突然停止”和银行危机对投资的影响，发现当不同时期出现银行危机时，“突然停止”本身对投资没有显著影响；但是不管是否出现“突然停止”，银行危机对投资都有显著的负面影响，因而他们认为“突然停止”可能通过银行危机渠道影响实体经济。
从现有文献来看，关于“突然停止”的发生机制及其宏观经济效应的研究已经取得不少进展，这些研究对于理解上个世纪90年代以来频发于新兴市场国家的“突然停止”现象有重要的意义。然而，这一领域的研究尚属起步阶段，相关的很多重要问题尚待深入研究，尤其是在“突然停止”与其他金融危机形式(如银行危机、货币危机等)之间的内在关联性，以及“突然停止”对宏观实体经济的影响及其作用渠道等核心问题上，已有的研究远未达成一致结论。本文选取20个新兴市场国家1976-2006年间的大样本面板数据，运用Arellano和Bond(1991)发展的动态面板数据模型，考察“突然停止”和银行危机对经济总产出的影响。下文包括五个部分，第一部分给出实证研究的方案，包括数据说明、变量的定义以及计量模型的设定等；第二部分是基本的计量结果和分析；第三部分着重考察“突然停止”和银行危机叠加的产出效应；第四部分进一步研究金融开放对“突然停止”和银行危机的产出效应的影响；第五部分对全文进行简要总结并揭示其政策含义。
一、数据、变量与计量模型
(一)样本数据说明
Husain等(2005)发现,与发展中国家和发达国家的经济体相比，新兴市场经济面临更大的资本流动冲击风险，也更容易遭受银行危机或双重危机(银行危机与货币危机)。Becher等(2006)对一些外部重要冲击(“shocks that matter”)的跨国分析发现，“突然停止”对实体经济的负面影响以新兴市场国家最为严重。因此，本文选取了1976-2006年间20个新兴市场国家④的样本作为研究对象。由于部分国家的数据有缺失，各国的起始观测年度取决于数据的可得性。对于在样本期内经历由计划经济向市场经济转型的国家样本，观测起始时间为转型结束的年度，具体参考Melo等(1996)和Melo等(2001)的论述。各国的宏观经济变量数据主要来源于世界银行世界发展指标(World Development Indicators，WDI)数据库，部分数据来源于相关文献(见表2)。
(二)“突然停止”和银行危机：定义与测度
1.“突然停止”(SS)
根据资本流动逆转现象的研究文献，资本流动“突然停止”指标(SS)反映一国在经历大量国际资本流入之后突然发生国际资本流入大幅减少甚至撤离的现象。⑤本文参考Calvo(1998)，Calvo等(2004)，Cavallo和Frankel(2008)，Joyce和Nabar(2009)等在研究中采用的定义，将资本流动“突然停止”现象定义为：一国资本净流入的下降幅度在1年内达到该国资本流动样本均值的2个标准差以上。指标SS为虚拟变量，如该国当年发生资本流动“突然停止”现象，SS取值为1；否则，SS取值为0。本文中该指标的数据来源于Calvo等(2004)，Cavallo和Frankel(2008)以及Joyce和Nabar(2009)。在我们的样本中，发生“突然停止”的国家-年观测数为41个，发生频率为6.6％。
2.银行危机(BANKC R)
由于缺乏可直接观测的指标以及数据可得性的限制，从经验上识别银行危机是很困难的(Hutchison和Noy，2005)。我们参照Caprio和Klingebiel(1996)，Demirguc-Kunt和Deragiache(1998)，Hutchison和Noy(2005)，Caprio(2005)以及Joyce和Nabar(2009)的标准，当银行体系的资本被耗尽或大部分耗尽，或者发生政府大规模非常规介入时，都定义为发生银行危机。⑥指标BANKCR为虚拟变量，如该国当年发生银行危机，BANKCR取值为1；否则,BANKCR取值为0。银行危机的数据主要来自Caprio等(2005)，Joyce和Nabar(2009)。在我们的样本中，发生银行危机的国家-年观测数为112个，占总样本的18.1％；同时发生“突然停止”和银行危机的国家-年观测数为15个，占发生“突然停止”或银行危机样本量的13.4％，占总样本的2.4％。“突然停止”与银行危机的发生频率分布如表1所示。
②外商直接投资水平(FDIY)，等于外商直接投资总额与GDP的比率；③债务清偿率(TDSY)，等于到期需偿还的外债总额占国民总收入(GNI)的比重，债务清偿率(Total Debt Service Rate)往往通过可贷资金的供给影响一国的经济产出：在通行的世界利率水平下，偿债率较高国家的借款人往往比偿债率较低国家的借款人面临更多的借款约束从而有更高的借款成本；④通货膨胀水平(CPIGR)，用居民消费价格指数年增长率表示，用于捕捉宏观经济环境的不确定性；⑤资本形成率(GFCY)，用固定资本形成总额占GDP的比重表示；⑥政府消费水平(GOVC)，用政府最终消费占GDP的比重表示。贸易开放度TRADY、外商直接投资水平FDIY和债务清偿率TDSY用于控制影响经济增长的外部因素；通货膨胀率CPIGR、资本形成率GFCY和政府消费水平GOVC则用于控制影响经济增长的内部因素。同时，我们在回归方程中引入年度虚拟变量以控制一些年度事件因素(如国际性的商业周期以及危机的传染效应等)的影响。主要变量的描述如表2所示。
二、基本的实证结果
(一)主要变量的描述性统计
表3报告了主要变量的描述性统计结果。从因变量YGR看，在整个样本期间的实际GDP增长率平均值为4.02％，最大值为24.31％，最小值为-13.45％，标准差为4.65％，表明因变量在样本期内有较大的变差。为了诊断解释变量是否存在多重共线性问题，我们在表4报告了主要变量间的Pearson相关系数，可以看出，解释变量之间的相关系数较大的为0.457和0.355，其余的都在0.3以下；同时，我们还考察了主要解释变量的方差膨胀因子(Variance Inflation Factor，VIF)，⑧发现所有解释变量的VIF均小于2。这说明我们的模型不存在严重的多重共线性问题。⑨
(二)估计结果分析
表5报告了控制影响产出的一些标准因素后，经济增长YGR对“突然停止”SS和银行危机BANKCR的回归结果。回归-1和回归-2采用标准的个体固定效应设定，其中回归-1只引入检验变量“突然停止”SS与银行危机BANKCR，回归-2引入了主要的控制变量。结果显示，“突然停止”SS与银行危机BANKCR的系数都在1％的水平上显著为负。如果“突然停止”SS和银行危机BANKCR与经济增长YGR的关系可以解释为因果关系，则意味着“突然停止”或银行危机的发生都对产出有显著的负面影响，这一结果与大部分文献的研究结论相一致，如Hutchison和Noy(2005，2006)，Cavallo和Frankel(2008)，Hutchison等(2010)，Kehoe和Ruhl(2009)等。考虑到“突然停止”SS和银行危机BANKCR可能依赖于当前或以前的经济增长率或经济发展水平，因而可能有内生性；另外其他控制变量也可能依赖当期或以前的经济增长率和经济发展水平，从而可能具有一定的内生性，为保证估计结果的稳健性，我们运用Arellano和Bond(1991)及Arellano和Bover(1995)发展的动态面板数据模型来对回归方程进行重新估计。
将计量模型(1)修改为：
这里使用Arellano-Bond估计方法，用被解释变量和前定变量⑩的滞后值，以及严格外生变量的差分作为差分方程中解释变量的工具变量。表5中最后三列给出了模型(3)的one-step估计结果。(11)
在回归-3中，我们将“突然停止”SS和银行危机BANKCR设定为外生变量，其他控制变量为内生变量；回归-4将“突然停止”SS和银行危机BANKCR也设定为内生变量；回归-5采用的是校正了异方差和序列相关性的Robust标准差。结果显示，“突然停止”SS和银行危机BANKCR对经济增长YGR的影响方向和显著性没有发生实质性的变化，“突然停止”SS的系数始终在1％的水平上显著为负，银行危机BANKCR的系数显著程度在采用Robust标准差后有所下降，但仍在5％的水平上显著为负。检验变量“突然停止”SS和银行危机BANKCR的估计系数具有重要的经济含义，“突然停止”冲击导致经济增长率平均下降4.33个百分点，约等于样本标准差的93％；(12)而银行危机的冲击导致经济增长率平均下降1.39个百分点，约等于样本标准差的30％。可见，“突然停止”对实体经济的负面影响远大于银行危机，该结果与Hutchison和Noy(2006)的研究结论一致。
Arellano-Bond估计方法假定差分模型(3)的残差项不存在二阶自相关以及工具变量过度识别约束有效。回归-3、回归-4和回归-5分别报告了这两个假设的检验统计量。(13)对工具变量的过度识别约束进行检验的Sargan检验结果显示，工具变量的过度识别约束是有效的。自相关检验结果显示，残差项存在一阶自相关，但不存在二阶自相关，满足Arellano-Bond估计的原假设，表明估计方程的设定是有效的。
三、分离“突然停止”和银行危机的产出效应
由上述的回归结果可知，“突然停止”SS和银行危机BANKCR都对总产出有显著的负向影响。但由于两个检验变量都是两种状态变动的虚拟变量，单从其回归系数很难区分“突然停止”或银行危机事件单独发生对产出的边际效应。为了进一步考察“突然停止”、银行危机与总产出的关系，分离“突然停止”和银行危机单独发生的边际影响，我们在估计模型中引入“突然停止”SS和银行危机BANKCR的交互项来捕捉“突然停止”和银行危机叠加的产出效应。
将计量模型(2)修改为：
表6报告了模型(4)的回归结果。有趣的是，在引入交互项后，“突然停止”SS和银行危机BANKCR的估计系数都不再具有统计显著性，交互项SS*BANKCR的系数为-4.832，且在1％的水平上统计显著。为进一步测试该结果的稳健性，我们把银行危机进一步区分为由内部因素引起的银行危机和由外部因素引起的银行危机。Beim(2001)根据危机发生的原因将银行危机事件分为四种不同的类型：第一类是由国内私人存款人挤兑引起的银行危机；第二类是由国内政府撤回对银行部门的支持引起的银行危机；第三类是由外部存款人撤回资金引起的银行危机；第四类是由国际金融机构撤回资金引起的银行危机。我们参照Joyce和Nabar(2009)的做法，将第三、四类归并为一大类，即由外部因素引起的银行危机(EXBANKCR)，由此得到54个由外部因素引起的银行危机年观测值，其中同时发生“突然停止”的年观测数为12个。在回归-7中，我们用由外部因素引起的银行危机变量EXBANKCR替代原来的银行危机变量BANKCR。结果显示，银行危机EXBANKCR的系数仍然不显著，“突然停止”SS的系数在10％的水平上显著，二者的交互项SS*EXBANKCR系数为-4.769，并保持在1％的水平上统计显著。
前文提到，由于缺乏可观测的指标以及数据可得性的限制，从经验上识别银行危机是很困难的，其直接后果是对银行危机事件识别的模糊性。为了保证实证结果的可靠性，我们参考Glick和Hutchison(2001)，Hutchison和Noy(2005)的标准，放松双重危机(14)的定义。如果一国在t年发生“突然停止”，并且在t-2至t+2年间出现银行危机事件，则定义t年发生双重危机，由此得到双重危机(TWINCRS)年观测数为23个。在回归-8中，我们用双重危机变量TWINCRS替代回归-6中的交互项SS*BANKCR，结果显示，“突然停止”SS和银行危机BANKCR的系数都不显著，双重危机TWINCRS的系数为-3.933，且在5％的水平上统计显著。这进一步印证了回归-6的结果，表明“突然停止”或银行危机的单独发生对产出没有显著影响。
在余下的三个回归方程中，我们引入其他控制变量以缓解检验变量“突然停止”SS或银行危机BANKCR可能作为影响产出的其他因素的代理变量的问题。如果检验变量只是其他因素的代理变量，或者其他因素通过检验变量影响产出，那么，控制这些因素之后检验变量的回归系数将不显著。增加的控制变量包括：国际储备水平(RESERV)、实际利率(REALR)和贸易条件(DTOT)。国际储备水平RESERV用国际储备总额与外债存量的比率表示，国际储备可看成是对外债的一种国家保险(Edwards，2007；Tong和Wei，2010)，较高的国际储备水平有助于增强资本流动的稳定性，降低金融危机发生的概率，(15)但国际储备的累积也可能使国内企业的冒险行为增加，增加实体经济的脆弱性(Tong和Wei，2010)；贸易条件DTOT等于出口价格指数与进口价格指数的比率；实际利率REALR用经通货膨胀率调整的1年期银行贷款利率表示。新增控制变量的数据来自世界银行世界发展指标(WDI)数据库。由后三列的估计结果可知，引入其他控制变量后，“突然停止”SS和银行危机BANKCR的系数仍然不显著,交互项SS*BANKCR的系数保持在1％的水平上显著为负；国际储备水平RESERV对产出的影响不显著；实际利率REALR和贸易条件DTOT的系数分别在1％和5％的水平上显著为正。
综上所述，在不发生系统性银行危机的情况下，“突然停止”事件对产出没有显著影响；同样，给定国际资本流动不发生大幅的逆转，单独的银行危机事件对产出的影响也不显著；但是，“突然停止”事件和银行危机事件的叠加会对产出造成严重的负面冲击，导致经济增长率平均下降约5％(大于一个样本标准差)，这是一个稳健的结果。该结果与Mishkin(1998)的研究结论相一致，(16)并进一步拓展了Joyce和Nabar(2009)的研究结论。这一研究结果表明，对开放国家的企业而言，国际金融市场和国内银行体系在融资功能上可能具有较强的替代关系，当国际融资渠道被切断(发生“突然停止”)，国内企业无法通过国际金融市场获得融资时，只要国内银行体系仍然能够正常发挥媒介储蓄和投资的功能，为实体经济提供必要的资金支持，那么，“突然停止”就不会对实体经济产出产生显著的负面影响；类似的，当银行体系不能正常发挥金融媒介的功能(发生银行危机)时，只要国际资本流入不出现大幅的逆转，国内企业进入国际金融市场的渠道仍然畅通，经济产出也不会出现显著的下滑。但是，如果这两个金融资本供给渠道同时出现问题(“突然停止”和银行危机出现叠加)，实体经济就可能会因资金的枯竭而遭受严重的冲击。
四、金融开放会影响“突然停止”和银行危机的产出效应吗
金融全球化和金融开放对实体经济的影响至今仍是一个极具争议的话题。支持金融开放的主要理由是金融开放能够促进国内金融发展和经济增长(Mishkin，2006)。Calvo和Reinhart(2000)发现，上个世纪90年代以来发生在新兴市场国家的各种金融危机比之前的更加频繁和严重，而这个时期正是金融全球化发展最快的时期。Stiglitz(2002)，Bhagwati(2004)认为金融开放不但使得新兴市场更容易受到外部危机的冲击，而且在很大程度上强化了金融危机对实体经济的负面影响。
我们将引入两个不同的金融开放度测度指标(IFI1和IFI2)来考察金融开放对“突然停止”和银行危机的产出效应的影响。其中IFI1是由Lane和Milesi-Ferretti(2006)构造的金融开放指标，(17)IFI1等于(国外总资产+国外总负债)/GDP，该指标测度了一国金融体系与国际金融市场联系的紧密程度，也间接反映了一国的资本管制程度(Joyce和Nabar，2009)，得到了广泛的应用(如Lane和Milesi-Ferretti，2001，2003，2006；Obstfeld和Talyor，2004；Rogoff等，2003)。参照Joyce和Nabar(2009)，另一金融开放度指标IFI2等于(跨国商业银行资金流动净额+贸易贷款总额)/GDP。(18)
表7报告了引入金融开放因素后的回归结果，其中前三列和后三列分别以IFI1和IFI2作为金融开放度变量。从回归-12和回归-15看，控制金融开放度IFI的影响之后，“突然停止”SS和银行危机BANKCR的系数仍然不显著，交互项SS*BANKCR的系数保持在1％的水平上显著为负；金融开放度IFI1和IFI2的系数分别在5％和10％的水平上显著为负，表明金融开放对经济总产出具有显著的负效应。在回归-13和回归-16中，我们引入了危机叠加指标SS*BANKCR与金融开放度IFI的交互项，(19)来捕捉在“突然停止”和银行危机同时发生的条件下金融开放度对双重危机的产出效应的影响。结果显示，交互项SS*BANKCR*IFI的系数在两个回归中都不具备统计显著性，表明金融开放不会加剧“突然停止”和银行危机对经济总产出的冲击。为测试该结果的稳健性，在回归-14和回归-16中，我们采用前文重新定义的双重危机变量TWINCRS来替代交互项SS*BANKCR，发现双重危机指标TWINCRS与金融开放IFI交互项的系数仍然不显著，其他变量的回归系数基本保持一致，这表明上述的结果具有较好的稳健性。
五、结论与政策含义
国际资本流动“突然停止”是新兴市场国家金融全球化和金融开放早期面临的重要障碍。本文运用20个新兴市场国家1976-2006年间的面板数据，考察“突然停止”和银行危机对宏观经济产出的影响。在控制了影响经济增长的其他主要因素后，运用Arellano和Bond(1991)发展的动态面板数据模型的计量结果发现，“突然停止”或银行危机都不必然引起产出的大幅下降。如果银行部门不发生系统性的危机，“突然停止”的发生对产出没有显著影响；给定国际资本流动不出现大幅的逆转，国内银行危机对产出的影响也不显著；“突然停止”和银行危机的叠加则对产出造成严重的负面冲击，导致经济增长率平均下降约5％；同时，我们发现金融开放不会加剧“突然停止”和银行危机对经济总产出的冲击。本文的研究结果表明，对开放国家的企业而言，国际金融市场和国内银行体系在融资功能上可能具有较强的替代关系，当国际融资渠道被切断(发生“突然停止”)，国内企业无法通过国际金融市场获得融资时，只要国内银行体系仍然能够正常发挥媒介储蓄和投资的功能，为实体经济提供必要的资金支持，那么“突然停止”就不会对实体经济产出产生显著的负面影响；类似的，当银行体系不能正常发挥金融媒介的功能(发生银行危机)时，只要国际资本流入不出现大幅的逆转，国内企业进入国际金融市场的渠道仍然畅通，经济产出也不会出现显著的下滑。但是，当这两个金融资本供给渠道同时出现问题(“突然停止”和银行危机出现叠加)时，实体经济就可能会因资金的枯竭而遭受严重的冲击。本文的实证研究有助于拓展已有文献对金融危机的宏观经济效应及其作用机制的讨论。
本文的实证研究结果具有重要政策含义。随着经济全球化和国际资本市场整合的深入发展，国际资本流动变得更加的动荡难测,大量的外资流入增加了一国遭受“突然停止”等外部金融危机冲击的风险。本文的研究结果表明，稳固的银行体系有助于降低国际资本流动冲击对实体经济的影响；同时，平稳的国际资本流动也有助于缓解国内银行体系危机对实体经济的影响。对政策制定者而言，推进金融全球化和金融开放与保持稳定的国际资本流动显然是个两难问题。因此，加强银行部门的改革，构建一个足以抵御国际资本流出冲击的稳固的银行体系对于一国金融开放和自由化过程中的经济安全至关重要。
研究结果对中国的金融开放政策具有较强的指导意义。中国目前仍实行较强的资本项目管制，但从长远看，解除资本管制，实现资本自由流动已是大势所趋。作为全球最大的外资流入国之一，长期以来大量的国际金融资本流入在事实上增加了我国遭受资本流动“突然停止”的危险。为防范“突然停止”冲击，维护经济金融安全，必须加强如下几个方面的建设：第一，继续深化以银行部门改革为核心的金融体制改革，按照市场经济的要求进一步厘定国有商业银行、政府以及国有企业之间的关系，增强银行体系的竞争力和风险承担能力；第二，资本项目开放必须遵循审慎渐进的原则，特别是资本账户开放必须在银行部门改革完成之后，即必须以一个稳固的银行体系作为前提；第三，保持经济平稳较快发展，改善政府治理结构，提高国家信用水平，为国际资本营造一个稳定的宏观经济和政策环境，降低“突然停止”发生的可能性。
作者衷心感谢广西大学曾海舰博士提出的建设性修改意见。文责自负。
注释：
①广义的金融开放包括对内开放和对外开放两个层面，本文所指的金融开放主要是与跨境资本流动相关的对外开放层面。
②如Mendoza和Smith(2006)指出“突然停止”具有三个主要特征：一是资本账户和经常账户的大幅逆转；二是国内吸收和产出的大幅下降；三是资产价格以及非贸易品与贸易品相对价格的大幅下降。
③银行变得更加的谨慎并减少贷款。
④具体包括阿根廷、智利、墨西哥、津巴布韦、委内瑞拉、土耳其、泰国、斯里兰卡、南非、菲律宾、秘鲁、巴基斯坦、摩洛哥、马来西亚、约旦、印度尼西亚、安哥拉、埃及、哥伦比亚和巴西。
⑤文献定义了“突然停止”的各种识别标准，如Calvo等(2004)，Cavallo和Frankel(2008)给出识别“突然停止”的三个条件：资本流入显著逆转(资本账户下降幅度达到国家样本均值的2个标准差以上)；经常账户赤字在t或t+1年出现下降；人均GDP出现下降。Edwards(2004，2007)的定义强调前期的资本流入情况：一国发生“突然停止”之前两年内流入的国际资本大于该区域资本流入的3/4；且1年内资本流入下降幅度大于当年GDP的3％。Bordo等(2007)的定义则强调了金融资本逆转对产出的影响：在国际资本连续4年净流入后第一次发生净资本流入的下降超过GDP的3％，且GDP在当年或下一年出现下降。
⑥实际上由于信息不对称，政府可能也很难正确识别银行体系的脆弱程度，因此当政府发现问题并大规模介入时，银行资产质量的系统性恶化可能早已发生(Hutchison和Noy，2005)。
⑦如Hutchison，Noy和Wang(2010)，Kaminsky(2006)，Hutchison和Noy(2006)，Becker和Mauro(2006)，Frankel和Wei(2005)，Edwards(2004)等的相关论述。
⑧为节约篇幅，未在文中报告该结果。
⑨根据Freund和Littell(1986)，在多重共线性诊断时，如果VIF小于5，则说明没有严重的共线性问题。
⑩关于前定变量、内生变量和严格外生变量的讨论，参见Woodridge(2002)第10-11章。
(11)由于篇幅所限，我们没有在这里给出模型(3)的two-step估计结果，其与one-step估计结果的主要区别在于估计中所用的协方差阵不同。Arellano和Bond(1991)认为，在小样本下，用one-step估计结果进行统计推断可能更为可靠。他们通过蒙特卡罗模拟实验表明在异方差下采用复杂的两步估计并没有带来太多的效率改进，重要的是，两步估计的权重矩阵依赖于估计参数，导致两步估计量并不可靠。
(12)经济增长率的样本标准差为4.645(见表3)。
(13)根据Arellano和Bond(1991)，在异方差的模型假定下，无法识别Sargan统计量的渐进分布，因此，当采用Robust标准差设定时，无法计算Sargan统计量。同样，在GMM标准差设定下，无法检验残差项的自相关性。因此，我们在回归-3、回归-4中报告Sargan检验结果，而在回归-5中报告了自相关检验结果。
(14)即同时发生“突然停止”和银行危机。
(15)参见Frankel和Rose(1996)，Kaminsky和Reinhart(1999)，Frankel和Saravelos(2010)的相关论述。
(16)Mishkin(1998)认为国际资本流动或金融市场波动，如果不对企业、家庭和银行的资产负债表造成实质性的恶化，就不大可能对国内经济产生大的伤害。
(17)资料来源于Philip Lane的个人主页(http://www.philiplane.org)。
(18)数据来源于WDI。
(19)在实证过程中我们也试图将金融开放度IFI分别与“突然停止”SS和银行危机BANKCR的交互项引入到回归方程中，发现二者的回归系数均不显著，其他检验变量的系数估计结果没有发生实质性的改变。
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