“债务陷阱论”成为了域外势力大肆抨击我国这一互联互通、和平发展之路的借口。本文将运用定性与定量相结合的方式列举主权债务违约的典型特征，并以此为基础，通过实证方法检验沿线主权国家债务违约风险受”一带一路“的影响程度。

  “一带一路”建设取得丰硕成果，世界银行2019年研究报告 3 显示，“一带一路”交通基础设施项目为相关经济体带来了3.35%的GDP增长，全球收入增长达2.9%。然而，西方大肆宣传的“债务陷阱论”却为“一带一路”建设增加了不确定因素和风险。其核心论点是，“一带一路”倡议不顾沿线国家的债务偿付能力，通过为这些国家提供巨额贷款，导致其主权债务不可持续，从而获得对这些国家的战略支配权。

  凯恩斯主义理论认为主权债务有利于增加投资和消费，而公共选择学派的代表人物J.M.Buchanan（1958）等则认为债务负担可能带来负面效应。尽管不同学派分析主权债务产生的经济效应的视角不尽相同，但是普遍认为，适度增加的主权债务有利于促进债务国经济的健康发展，而判断债务负担是否导致主权债务不可持续应基于债务是否促进了该国经济的长远发展。由此可见，“债务陷阱论”对中国的指责存在基本逻辑错误，其忽视了沿线国家基础设施薄弱迫切需要大量基建资金投入以促进其结构性转型。而“一带一路”倡议投资主要集中在基础设施领域，为沿线国家经济的长期发展提供动力。

  债务可持续性的测量虽然具有明确理论框架，但在实践中却面临诸多挑战。首先，由于主权债务可持续性的判定依据需要前瞻性假设，可能增加误判偏差；其次，流动性紧张、投资者恐慌等可能导致具有债务清偿能力的国家违约；再次，不同于公司债务违约，主权债务违约缺乏法定清算约束力。相较而言，主权债务违约是主权债务不可持续的最坏情形，因此，基于违约风险视角研究债务可持续性并回应“债务陷阱论”具有重要的理论和现实意义。

  衡量主权债务违约风险主要分为两类，一类是直接采用国际评级机构的主权风险评级数据，另一类是基于违约风险影响因素分析以构建违约风险预警模型并对违约风险进行评估。2008年国际金融危机后，国际评级机构的客观性及可信度备受质疑，因此，本研究搜集整理了历史主权债务违约事件（1970年至2010年），通过分析主权债务违约风险的影响因素构建违约风险预警模型，并对“一带一路”沿线国家的违约风险进行评估。

  本研究选取的1970年至2010年历史违约数据库子集包含了69个国家，其中高收入国家占38%，中等高收入国家32%，中等低收入国家25%，低收入国家占5%；地区分布 7 以欧洲和中亚地区占比最高，其次是拉美国家和东亚国家（见图1）。

  基于这些历史数据，我们发现主权债务违约具有如下三个显著特征：第一、显示聚集性特征。即主权债务违约具有高度传染性，当一国出现债务违约后，其它相关国家也很可能出现债务违约。图2展示了主权债务危机爆发的时间分布，如图可见在41年的研究样本周期内总共出现了三次违约高峰：第一次违约高峰出现在1980至1990年代，期间墨西哥等多达26个国家出现主权债务违约；第二次小高峰出现在2002年至2003年，11个国家发生主权债务危机；第三次小高峰是2008年全球金融危机期间，违约国家数量也达到了7个。正如Cohen和Valadier（2010）所述的“全球危机”理论，在发生全球性的经济衰退时，危机会传播到其他国家造成相关国家同时违约的现象出现。

  第二、连续违约是常态。如表1显示在研究样本周期内，连续发生两次或两次以上主权债务违约的国家达到24个，其中智利、厄瓜多尔等7个国家连续违约3次，秘鲁、乌拉圭及委内瑞拉三国违约次数高达四次，被称为“连续违约者”（Reinhart等，2003）。

  第三、违约持续周期长。违约持续期是指从违约发生到违约解决之间的年数，其中违约解决包含债务重组、偿还或债务豁免。表2统计了违约持续时间排名前十的国家，违约国家在研究周期内经历了平均6.7年的主权债务危机，其中25%的国家经历的危机年数在12年以上，违约持续时间最长的国家是尼加拉瓜和洪都拉斯，其违约持续期均超过30年。

  表3对关键指标在债务违约期和非违约期进行均值比较，结果显示，人均GDP增长率在债务违约期平均为0.7%，显著低于非违约期的2.77%；通货膨胀水平在危机时期是正常时期的三倍多；经济增长波动在违约期内显著高于非违约期；净出口占GDP比重恶化193%；国际储备水平占比在违约期内仅为非违约期的68%；同时，在违约期内本币汇率大幅贬值、国内信贷规模大幅萎缩；负债率、债务率以及政府债务在违约期比非违约期分别高出52%、66%和57%；而债务宽限期比非危机时期平均短0.626年。这些差异的均值检验多具有统计意义上1%的显著性水平，勾画了主权债务违约的重要特征，进一步警示防范债务危机应关注此类指标。

  注：负债率为外债/GDP，债务率为外债/出口，政府债务为政府债务/GDP，净出口为净出口/GDP，国际储备为国际储备/GDP，国内信贷总额为国内信贷总额/GDP，下同；*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

  本文使用的关键数据有两个主要来源，分别是Reinhart和Rogoff的主权危机数据库 8 以及世界银行的世界发展指数（WDI）数据库。Reinhart和Rogoff的数据库主要用于判断一个国家是否发生了主权债务危机，而世界银行的数据库提供了该国的基本经济情况。主权债务违约事件的界定原则为——该国直接不履行在外国法律管辖权下发生的债务利息和本金的偿还，包括拒绝付款以及将债务重组为相比原始合同中规定的条款对贷方更加不利的条款。该数据库覆盖范围广，涵盖了1800年至2010年发生过危机（有记录）的历史事件，涉及发达国家和发展中国家等70个 9 国家和地区，并被广泛应用于国内外的相关研究，如Ghulam和Derber（2018）等。结合世行WDI数据库主要经济指标的数据可获取性，本文最终选取1970年至2010年的研究样本，涵盖了69个国家41年的违约历史。

  本文采用债务危机研究中被广泛应用的logit逻辑回归模型来检验发生主权债务危机的影响因素。该模型的优势在于不仅能进行样本内预测，还能进行样本外国家主权债务危机的预测，实用性强（张之锐，2017）；此外，相比于Probit模型，当因变量在两个结果之间不是平均分布时，Logit模型性能更好（Manasse等，2003）。

  假设P是主权债务危机发生的概率，为影响主权债务危机的因素，服从logit分布，其分布函数为 ，基准模型如下：

  该基准模型中的被解释变量为判断债务违约与否的虚拟变量，当i国在t年出现债务危机或者违约持续时赋值为1，其余时间赋值为0。解释变量主要包括人均GDP增长

  、国内信贷总额以及债务规模等潜在影响主权债务违约的因素10。为保证结论的可靠性，本研究以滞后量控制内生性，并采用混合截面估计法、时间固定效应、年份和时间固定效应、随机效应不同估计模型进行了稳健性检验。

  人均GDP的增长选取世行数据库中人均GDP的年增长率；通货膨胀反映了购买一篮子商品和服务的成本对普通消费者的年度百分比变化；GDP增长波动为移动的5年期GDP增长率的标准差；进出口指标为出口占GDP的比重减去进口占GDP的比重计算所得；国际储备为国际储备占GDP的比重；汇率指标采用一国货币兑换美元的价格；国内信贷总额为国内信贷总额占GDP的比重，反映了一国国内金融市场发展程度；负债率为外债占GDP的比重；此外，本文在基准模型的基础上分别添加了债务宽限期、历史违约、政府债务、国家收入水平以及美国短期国债利率 11 ，检验其对于主权债务违约风险的影响。

  表4报告了上述模型（1）的基准回归结果。研究显示：①人均GDP的增长与主权债务违约概率在1%的显著性水平上负相关。这表明经济发展可以提升承债能力（IMF和World Bank，2017），从而有效降低主权债务违约风险。②过高的通货膨胀，尤其是恶性通货膨胀会使经济环境恶化，导致本国货币贬值，使得国家竞争力下降，债务危机发生概率上升。③经济增长波动性越大，可能降低经济发展的整体效率，从而提高了主权债务危机发生的可能性。④净出口与危机发生概率负相关，表明贸易顺差大，发生主权债务危机的可能性越低。⑤国际储备越多，则该国利用国际储备偿还国际债务的能力越强，出现主权债务危机的可能性越低。⑥汇率值高代表本币贬值，国际支付能力低，从而使债务危机的概率加大。⑦国内信贷市场发展越好，该国在国内获得融资的可能性越高，主权债务危机爆发的概率越低。⑧外债水平越高，债务国偿债压力越大，违约风险越高。历史上的主权债务违约的爆发几乎都涉及债务数额过大，包括上世纪80年代拉美主权债务危机以及21世纪的欧洲主权债务危机。债务负担过重往往是主权债务危机爆发的直接原因。

  注：***代表1%的显著性水平；**代表5%的显著性水平；*代表10%的显著性水平。

  边际效应方面，人均GDP增长每增加一个百分点，违约概率则下降0.82%；通货膨胀每增加一个百分点，债务危机发生概率增加0.15%；经济增长的波动率每增加一个单位，危机发生概率增加1.9%；净出口占GDP比重每增加一个百分点，违约概率减少0.41%；国际储备占比每增加一个百分点，债务危机爆发概率下降0.46%；国内信贷总额占比每提高一个百分比，主权债务危机概率下降0.23%；负债率每提高一个百分点，违约概率增加0.23%。

  在基准模型的基础上，表5加入了违约历史、债务宽限期及政府债务等变量分析其对主权债务违约风险的影响。结果显示，一国获取的债务宽限期越长，其偿债压力越低，债务宽限期每延长一年，债务危机的发生概率降低1.1%；政府债务占比越高，债务危机风险越高，政府债务占比每提高一个百分点，主权债务危机概率提高0.25%；值得注意的是，主权债务违约具有很强的路径依赖，敏感系数超过4倍，表明违约历史对经济发展有较强负面作用，导致连续违约风险。

  注：***代表1%的显著性水平；**代表5%的显著性水平；*代表10%的显著性水平。

  表6的第1、2列将研究样本分为高收入样本子集和中、低收入样本子集，结果显示：影响高收入国家违约风险的主要因素与影响中、低收入国家违约风险的有所差异。对于高收入国家而言，人均GDP增长、通货膨胀、国际储备与国内信贷总额对违约风险不再具有显著影响，而经济增长的波动、净出口、汇率以及负债率依然保持显著性特征。表6的第3、4列在基准模型的基础上加入了国家收入水平（高收入虚拟变量）和美国短期国债利率。结果表明，高收入国家主权债务违约概率显著低于低收入国家11.87%（边际效应）；此外，尽管美国短期国债利率在基准模型下没有显著影响，在危机的诱发方面 12 有显著影响，较高的短期国债利率导致跨境资金流出新兴市场，使其陷入流动性危机。

  注：***代表1%的显著性水平；**代表5%的显著性水平；*代表10%的显著性水平。

  综上所述，基于影响主权债务危机概率变化的程度视角，违约历史、经济增长的波动率、债务宽限期以及经济增长是其中最重要的要素，分别对应了债务国的违约意愿、抗外部冲击性、债务偿还优惠条件以及经济发展。为检测预警模型（即主权债务危机影响因素模型）的预测准确度，本文根据基准模型所估参数，选取样本国家主权债务违约与否的无条件分布概率作为判定主权债务危机发生与否的依据。结果显示，样本内模型的预测准确度在全样本、违约样本和非违约样本中分别达到77.76%，76.97%和77.92%；如果仅预测1990年以后的主权债务违约事件，准确度将提升至88.37%。而样本外模型的预测准确度在全样本、违约样本和非违约样本中分别达到83.7%，75%以及84.5%。因此，本文预警模型的准确率达到75%到88%之间，优于IMF研究报告（Manasse等，2003）中预警模型的准确度区间60%-90%。

  如果“债务陷阱论”成立，那么“一带一路”沿线国家的债务负担应该有显著增加，与此同时，这些国家的主权债务风险亦应呈现显著上升趋势。本节研究的样本“一带一路”沿线 相关数据取自世界银行的WDI数据库，剔除相关缺失值后，最终选取了37个国家，而这些国家均属于中、低收入国家。

  双重差分模型（Difference-in-Differences）是被广泛应用于计量经济学中对于政策实施效果的定量评估方法。本文使用双重差分模型以“一带一路”沿线国家为处理组，非沿线 ，基于如下模型检验“一带一路”倡议对沿线国家债务水平的影响：

  代表国家i在t年的主权债务水平，我们构建了4个债务水平指标：①负债率，即一国外债占GDP的比重；②债务率，即外债占出口的比重；③政府债务，即政府债务占GDP的比重；④外债余额，即一国外债存量（美元）。其中负债率、政府债务和外债余额这三个指标是从不同视角衡量一国的负债能力及债务负担；而债务率则更倾向于衡量该国的偿债能力。本文关注的核心解释变量是 ，其中 表示是否是“一带一路”沿线国家， 表示是否在“一带一路”倡议提出以后，设定年份大于等于2014时， 取值1，其他情况取0。这一做法的合理性是基于“一带一路”倡议提出时间为2013年年底，而直至2014年3月才被写入政府工作报告，因此“一带一路”倡议线年及之后。 为相关的控制变量 15 ，分别为国内生产总值、外商直接投资净额占GDP比重（FDI净额占比）、国内生产总值增长率（GDP增长）、人均GDP（美元）以及自然资源，其中自然资源为自然资源租金占GDP的比重。此外， 代表国家固定效应， 代表年份固定效应。

  表7呈现了模型（2）的回归结果，第1列至第4列分别展示了以负债率、债务率、政府债务和外债余额为被解释变量并控制国家固定效应和年份固定效应的结果。结果显示，无论是负债能力、债务负担还是偿债能力指标，系数均不具有统计上的显著性。这说明了相比于非沿线国家，“一带一路”倡议对于沿线国家的主权债务水平没有产生显著性影响。因此，所谓“一带一路”倡议给沿线国家增加债务负担的观点完全没有依据。

  注：***代表1%的显著性水平；**代表5%的显著性水平；*代表10%的显著性水平。

  那么，“一带一路”倡议是否显著增加了沿线国家主权债务违约风险？为回答这个问题，本文基于如下模型进行估计：

  ，此变量是基于先前预警模型估算的违约概率，该变量的取值区间介于0至1之间，数值越大表示违约风险越高。式中的控制变量包括人均GDP、外债余额、通货膨胀、国际储备余额（美元）、经常账户余额占GDP比重（经常账户余额）、国内信贷总额。此外，代表国家固定效应， 代表年份固定效应。

  表8列示了模型（3）的回归分析结果。第1、2列展示了在无控制变量情况下仅控制国家固定效应和同时控制国家、年份固定效应时的结果。可以发现，当仅控制国家固定效应时，的估计系数为-0.0299且在10%水平显著。当进一步控制年份固定效应时，的估计系数与之前保持一致。第3、4列是在第1、2列的基础上加入了控制变量，结果显示，的估计系数在符号上保持一致，但显著性进一步提升至5%水平。由此可见，我国“一带一路”倡议事实上对沿线国家主权债务违约风险 16 起到了显著抑制作用。

  注：***代表1%的显著性水平；**代表5%的显著性水平；*代表10%的显著性水平。

  为减少数据偏差和混杂变量的影响，本文的稳健性检验采用倾向评分匹配法（PSM）对“一带一路”沿线国家（处理组）和非沿线国家（对照组）进行更加合理的比较。本文选取自然资源、人均GDP以及国内生产总值的对数作为匹配条件，根据倾向评分，采用临近匹配法为沿线国家选择具有可比性的非沿线国家，再通过双重差分法分析“一带一路”倡议对沿线国家主权债务违约风险的影响。

  表9列示了使用倾向评分匹配法与双重差分法相结合的回归结果。结果显示，的估计系数为-0.0374，不仅数值显著大于表8中仅使用双重差分法的回归系数，而且显著水平也进一步提升至5%。当同时控制国家与年份固定效应以及加入控制变量后，回归系数与之前基本一致，而且所有系数均维持在5%水平显著，再次表明“一带一路”倡议对主权债务违约风险存在显著负向影响。

  表9 “一带一路”倡议与沿线国家主权债务违约风险（倾向评分匹配法+双重差分法）

  注：***代表1%的显著性水平；**代表5%的显著性水平；*代表10%的显著性水平。

  由此可见，在选择更具可比性的非沿线国家构建对照组后，上述结论依然成立。与非沿线国家相比较，“一带一路”沿线国家的主权债务水平在“一带一路”倡议提出后并无显著增加，与此同时，其主权债务违约风险却呈现显著下降趋势。因此，西方“债务陷阱论”是完全不具有数据和证据支撑的假说。

  “债务陷阱论”为“一带一路”建设和中国形象带来了负面影响，通过“一带一路”国家主权债务违约风险的研究有助于澄清相关事实，驳斥荒谬言论，为我国“一带一路”建设的国际形象提供事实依据和基础。基于本文的研究结果提出如下建议：第一、构建“一带一路”主权债务风险预警体系，通过事前预警有效防范风险、合理配置资源、提高资金使用效率、降低风险损失，从而保障“一带一路”建设的持续稳健推进。第二、妥善处理政治与地缘博弈问题。政治风险是主权债务风险防范的重中之重（涉及主动违约意愿），应深入研究“一带一路”国家内部的政治体系，避免经济合作项目被当成国内政治竞争和博弈的对象。同时，加强与朝野各方的交流与沟通，尽量降低党派斗争带来的风险。第三、充分发挥多边金融机构作用。金砖银行（NDB）与亚投行（AIIB）成立目的主要为新兴经济体、发展中国家的基础设施和可持续发展提供资金，应充分发挥其在环境与社会政策、债务可持续性等方面的作用，弱化“一带一路”的政治性。第四、投资主体应多元化，组织民间资本参与投资。“一带一路”倡议起步阶段以基础设施建设为主，随着“一带一路”国家基础设施的逐渐完善，民间资本自发的或与政府合作等方式参与到盈利前景较为乐观且投资回收周期较短的现代制造业及服务业，这将有利于挖掘更好的投资机会，助力实现“一带一路”沿线国家经济的可持续增长。（完）

  3.2019年4月发布的《公共交通基础设施——量化模型与“一带一路”倡议评估》报告。

  5.影响因素包括外债或政府债务对GDP的比率（颜建晔，2014）、一国的偿债能力和流动性（许令仪，2016）、经济增长率及其波动、对外贸易、通货膨胀、国际储备、国内信贷、汇率指标等（Manasse和Roubini，2009；Reinhart和Rogoff，2010；Ghulam和Derber，2018）。

  6.为回应西方“债务陷阱论”，谢来辉（2019）、Carmody（2020）等从定性分析的角度并结合描述性统计阐述“一带一路”倡议的理念与原则从而驳斥“债务陷阱论”。此外，学者们对沿线国家做了大量的案例研究，钟飞腾和张帅（2020）、宋颖慧等（2019）以及卢光盛和马天放（2020）等研究表明中国的投资没有形成“债务陷阱”。

  7.东亚与太平洋地区占比15.94%，欧洲与中亚31.88%，拉美和加勒比海26.09%，中东与北非5.8%，北美2.9%，南亚2.9%，撒哈拉以南非洲14.49%。

  12.表6的第4列的模型使用进入危机样本，是指被解释变量主权债务违约在爆发危机的第一年设定为1，其余年份一律为0。

  13.“一带一路”沿线国家的判定依据世界银行2019年发布的《“一带一路”经济学：交通走廊发展机遇与风险》报告。

  14.对照组的非“一带一路”国家取自世行数据库的中、低收入国家，剔除相关经济指标的缺失值后共57个国家。

  15.控制变量的选择参考了已有文献，例如金刚和沈坤荣（2019）等。变量的描述性统计根据要求提供。

  16.为了证明结果的稳健性，我们做了平行趋势检验，我们将样本分为“一带一路”沿线国家和非沿线国家分别分析其时间趋势。结果证明，对于主权债务危机风险的降低效应仅存在于2014年及以后的“一带一路”沿线国家。

  [4]范小云，孙大超.实体产业空心化导致发达国家的高主权杠杆?——基于发达国家主权债务危机的实证分析[J].财经研究,2013,39(03)：112-22.

  [5]颜建晔，杨小玄,殷琳.主权债务危机预警模型及跨国传染效应—基于probit面板估计[J].浙江社会科学,2014,(12)：18-29.

  [7]卢光盛，马天放.“一带一路”建设中的“99年租期”风险：由来、影响及应对[J].亚太经济,2020,1：5-15.

  [10]谢来辉.“一带一路”与全球治理的关系—一个类型学分析[J].世界经济与政治,2019,(01)：39-40.

  [12]钟飞腾，张帅.地区竞争、选举政治与“一带一路”债务可持续性—剖析所谓“债务陷阱外交”论[J].外交评论(外交学院学报),2020,37(01)：20-64.

  [13]宋颖慧，王瑟，赵亮.“中国债务陷阱论”剖析—以斯里兰卡政府债务问题为视角[J].现代国际关系,2019,(06)：1-9.

  [14]卢光盛，马天放.“一带一路”建设中的“99年租期”风险：由来、影响及应对[J].亚太经济,2020,1：5-15.

  [15]金刚，沈坤荣.中国企业对“一带一路”沿线国家的交通投资效应:发展效应还是债务陷阱[J].中国工业经济,2019,(09)：79-97.

  [16]邱煜，潘攀.“一带一路”倡议与沿线国家债务风险:效应及作用机制[J].财贸经济,2019,40(12)：96-111.

  [19]张之锐.基于logit模型的“一带一路”沿线国家主权债务危机预警研究[J].时代金融,2017,(27)：223-24.

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