Châu Á ứng phó với bộ ba bất khả thi

ịnh lạm phát của ngân hàng trung ương thì ít có sự biến động sẽ làm giả m sự chuyển dịch của tỷ giá vào giá trong nước. Theo Bacchetta và Van Wincoop (2003): “Why Do Consumer Prices React Less Than Import Prices To Exchange Rates?”  Mức độ biến động của tỷ giá lên giá tiêu dùng thấp hơn nhiều so với giá nhập khẩu. Doanh nghiệp xuất khẩu có xu hướng định giá bằng đồng tiền của nước xuất khẩu và nhà sản xuất định giá bằng nội tệ, trong trường hợp này sự chuyển dịch hoàn toàn lên giá nhập khẩu và không có sự chuyển dịch lên giá tiêu dùng.  Các nhà sản xuất hàng hóa cuối cùng phải đối mặt với rủi ro tỷ giá bên cạnh chi phí sản xuất, nên họ muốn đặt giá bằng nội tệ để tránh biến động giá lớn so với hàng tiêu dùng khác. Romer (1993): “Openness and Inflation: Theory and Evidence”  M ối quan hệ giữa mở cửa và lạm phát sẽ mạnh hơn trong các quố c gia có chính trị bất ổn và ngân hàng trung ương ít độc lập.  Việc mở rộng chính sách tiền tệ khô ng được dự đoán trước sẽ làm cho tỷ giá hối đoái thực sụt giảm và trên thực tế những thiệt hại của sự sụt giảm này sẽ lớn hơn trong nền kinh t ế mở cửa n hiều hơn. III.PHƯƠN G PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ XỬ LÝ SỐ LIỆU: Với 3 m ục tiêu được đề cập trong “ bộ ba bất khả thi”, tác giả đưa ra các phương pháp đo lường thích h ợp. Nhóm 10 chúng tôi xin tóm lượt phương pháp đo lường và kết quả thu thập được từ bài viết của nhóm tác giả. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 6 1. Vấn đề kiểm soát vốn: 1.1 Kiểm soát vốn chính thức: từ dữ liệu của Chinn – Ito Chúng ta bắt đầu bằng việc mô tả sự kiểm soát vốn chính thức tại Asian-11 so với các quốc gia còn lại của thế giới. Bằng việc phân tích thành phần chủ yếu, Chinn và Ito (2008) đã xây dựng cơ sở dữ liệu về sự kiểm soát vốn chính thức dựa trên thông tin được cung cấp từ các nền kinh tế cho cơ sở dữ liệu AREAR của Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF). Cơ sở dữ liệu này đã cho thấy chỉ số hàng năm của mỗi nền kinh tế, với giá trị tăng lên từ -1.81 đối với các nền kinh tế có tài khoản vốn đóng cửa hoàn toàn, lên +2.53 với những nền kinh tế tự do hóa hoàn toàn tài khoản vốn. Mặc dù cơ sở dữ liệu thường được sử dụng để phân tích sự kiể m soát vốn chính thức, nhưng nó vẫn có những hạn chế nhất định. Đầu tiên là nó không bắt kịp đầy đủ sự giảm dần của việc kiểm soát vốn, do đó nó liên tục đưa ra những con số tương tự nhau trừ phi tất cả những hạn chế được bãi bỏ. Thứ hai, chỉ số đã tăng đáng kể tại hầu hết các nước công nghiệp trong những năm gần đây, vì họ đã đưa ra những phương pháp bảo đảm an toàn liên quan đến việc chống rửa tiền, chống khủng bố tài chính,... và những điều tương tự. Hình 1 : Mật độ theo phương pháp đo lường của Chinn-Ito qua các nền kinh tế: 1970 và 2007 Biểu đồ này cho thấy mật độ theo phương pháp đo lường của Chinn-Ito về tự do hóa tài khoản vốn trong điều kiện chính thức ở tất cả các nền kinh tế. Đường màu xanh và màu đỏ thể hiện điều kiện nền kinh tế tương tứng với năm 1970 và 2007. Ha i đường này có 2 khối, 1 khối là cụm các nền kinh tế gần như mở cửa hoàn toàn, còn khối còn lại là những nền kinh tế hầu như đóng cửa. Có một sự thay đổi rõ nét trong mật độ từ đường cong phía bên tay trái (hầu như đóng cửa) với đường cong phía bên tay phải (hầu như mở cửa). Biểu đồ này cho chúng ta thấy một bức tranh chung về những thông tin được mô tả dựa trên cơ sở dữ liệu của Chinn – Ito. Ví dụ như Pháp, một trong những nước công nghiệp hóa gần đây nhất đã mở cửa, đi từ giá trị -1,27 vào năm 1970 tăng lên 2,53 vào năm 1995. Ở 1 ví dụ khác, Israel thay đổi từ -1,13 năm 1997 lên 2,53 năm 2004. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 7 Cơ sở dữ liệu của Chinn-Ito chỉ ra rằng trong những năm qua, việc bãi bỏ sự kiểm soát các tài khoản vốn quan trọng đã được diễn ra trên toàn cầu. Hình 1 cho thấy mật độ theo phương pháp đo lường của Chinn-Ito về tự do hóa tài khoản vốn trong điều kiện chính thức ở tất cả các nền kinh tế tại năm 1970 và năm 2007. Trong cả 2 năm này, mật độ cũng được chia thành 2 đỉnh, với 1 cụm các nền kinh tế phần lớn mở cửa tài khoản vốn và 1 cụm gồm những nền kinh tế phần lớn đóng cửa tài khoản vốn . Điều này đã truyền tải (lan truyền) một sự thay đổi lớn từ các nền kinh tế hầu như đóng cửa sang các nền kinh tế hầu như mở cửa. Sự phân bổ năm 1970 đã có 1 sự tăng vọt xung quanh điểm -1. Sự tăng vọt này đã rơi xuống 1 cách nhanh chóng vào năm 2007. Ngày nay, sự phân bổ này ngày càng tăng, với khoảng xấp xỉ ngang bằng nhau giữa các nền kinh tế có tính mở cửa cao và thấp. Hình vẽ 2: Sự phát triển của phương pháp đo lường bình quân của Chinn-Ito tại 11 quốc gia Châu Á Mỗi năm, giá trị bình quân của phương pháp đo lường Chinn-Ito qua những nền kinh tế trên đã được tính toán. Đường màu xanh thể hiện mức độ bình quân của toàn thế giới, đường màu đỏ thể hiện mức độ bình quân của 11 quốc gia Châu Á. Những kết quả này cho thấy trong những năm gần đây, tỷ lệ bình quân về việc kiểm soát vốn chính thức tại 11 quốc gia đã di chuyển gần đến tỷ lệ bình quân của thế giới. Điều này trái ngước với xu hướng đã được phổ biến trong những thập kỷ trước, nơi mà 11 quốc g ia Châu Á có những tỷ lệ bình quân mở cửa nhiều hơn tỷ lệ của thế giới. Cơ sở dữ liệu của Chinn-Ito có thông tin của tất cả 11 nền kinh tế của Châu Á ngoại trừ Đài Loan và Trung Quốc. Từ khi tài khoản vốn của Trung Quốc và Đài Loan luân chuyển rộng rãi, thông tin về 11 nước Châu Á được lấy từ cơ sở dữ liệu này có phần đi xuống. Hình 2 thể hiện những xu hướng về giá trị bình quân của phương pháp đo lường Chinn-Ito của 11 quốc gia Châu Á (ngoại trừ Đài Loan và Trung Quốc) và thế giới. Ở cả 2 điểm bắt đầu và Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 8 kết thúc, việc kiểm soát nguồn vốn chính thức tại 11 quốc gia Châu Á đều tương tự với mức trung bình của thế giới. Tuy nhiên, có 1 giai đoạn mà khi đó việc bãi bỏ sự kiểm soát của chính phủ tại 11 quốc gia Châu Á được khuyến khích tăng 1 cách nhanh chóng hơn tỷ lệ bình quân của thế giới. Trong khi nền kinh tế 11 quốc gia Châu Á đều khuyến khích thu hút những dòng vốn dài hạn như đầu tư trực tiếp nước ngoài, đã có 1 vài hạn chế được áp đặt cho những dòng vốn ngắn hạn. Cụ thể là Ấn Độ, nơi mà có những hạn chế được áp đặt cho những khoản nợ ngắn hạn. Bảng 1 cho ta thấy những trị số trung bình của chỉ số Chinn-Ito đối với Ấn Độ, PRC, Hàn Quốc và 11 quốc gia Châu Á. Trong khi ch ỉ số của PRC và Ấn Độ vẫn giữ ở mức -1,13 thì xu hướng này ở Hàn Quốc lại biến đổi nhiều. Sự tự do hóa các tài khoản vốn trước cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997 đã dẫn đến sự sụt giảm về chỉ số từ -1,13 còn - 0,09 trong năm 1995. Tuy nhiên đến năm 1996, chỉ số lại rơ i trở lạ i xuống điểm -1,13, và từ đó không còn sự thay đổi nào cho đến khi các nước quay trở lại việc tự do hóa các tài khoản vốn vào năm 2001. Đến năm 2007, Hàn Quốc đã đạt giá trị ở mức 0,18. Mặc dù đạt được thành quả này nhưng nó vẫn đi đứng sau so với những quốc g ia OECD trong việc duy trì tình trạng mở của các tài khoản vốn. Tình trạng mở bình quân của 11 quốc gia Châu Á tăng nhanh từ -0,07 vào năm 1970 lên 0,96 vào năm 1985. Sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á, việc kiểm soát nguồn vốn chính thức lại bắt đầu nổi lên lại, và tỷ số trung bình giảm xuống còn 0.41 vào năm 1998. Giá trị 0.96 từ trước cuộc khủng hoảng đã không đạt được kể từ đó. Tuy nhiên, sự tiến bộ trong những năm gần đây được tạo ra bởi những nền kinh tế Châu Á bằng việc duy trì tình trạng tự do hóa nguồn vốn chính thức đã không thể phản ánh theo phương pháp đo lường của Chinn-Ito vì có 1 sự thay đổi trong định nghĩa của phương pháp này, cũng như sự bất lực của nó để theo kịp sự sụt giảm của việc kiểm soát mà không liên quan đến việc xóa bỏ hoàn toàn những hạn chế. Bảng 1: Sự phát triển của phương pháp đo lường Chinn-Ito Bảng này thể hiện sự phát triển trong phương pháp đo lường của Chinn-Ito của Ấn Độ, PRC và Hàn Quốc với 11 quốc gia Châu Á. Chỉ số của Ấn Độ và PRC vẫn duy trì cố định ở mức -1,13, tương ứng với hình thức “đóng cửa hoàn toàn” được thấy trong số liệu 1. Ở trường hợp của Hàn Quốc, việc kiểm soát nguồn vốn chính thức đã thay đổi vài lần. Hậu quả sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á, Hàn Quốc vẫn duy trì ở mức -1,13 đến năm 2000. Kể từ khi tham gia vào việc tự do hóa các tài khoản vốn chính thức đáng kể, vào năm 2007 phương pháp này đã tăng lên 0,18. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 9 Ye ar Indi a PRC The Republic of Korea Asia-11 mean 1970 -1.13 -1.13 -1.13 -0.07 1975 -1.13 -1.13 -1.13 0.12 1980 -1.13 -1.13 -0.09 0.45 1985 -1.13 -1.13 -1.13 0.96 1990 -1.13 -1.81 -0.09 0.74 1995 -1.13 -1.13 -0.09 0.96 1996 -1.13 -1.13 -1.13 0.76 1997 -1.13 -1.13 -1.13 0.56 1998 -1.13 -1.13 -1.13 0.41 1999 -1.13 -1.13 -1.13 0.56 2000 -1.13 -1.13 -1.13 0.49 2001 -1.13 -1.13 -0.09 0.49 2002 -1.13 -1.13 -0.09 0.49 2004 -1.13 -1.13 -0.09 0.49 2005 -1.13 -1.13 -0.09 0.49 2006 -1.13 -1.13 -0.09 0.49 2007 -1.13 -1.13 0.18 0.36 Change 2000-2007 0 0 1.31 -0.13 1.2 Tình trạng mở của các tài khoản vốn phi chính thức a/Dẫn chứng từ tổng dòng vốn đối với Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) Tỷ lệ các g iao dịch thương mại thuần túy/GDP được xác đ ịnh từ tổng hợp hàng nhập khẩu và xuất khẩu, biểu hiện là phần trăm của tổng sản phẩm quốc nội (GDP). GDP đo lường tình trạng mở của các giao dịch thương mại. Một sự khái quát hơn cho định nghĩa này là tỉ lệ tổng dòng đầu tư tài chính liên quốc gia trong cán cân thanh toán quốc tế đối với tổng sản phẩm quốc nội. Điều này đo lường sự hội nhập tài chính. Khả năng của NHTW tác động đến tỷ giá hối đoái phụ thuộc vào tổng dòng tiền giao dịch trên thị trường ngoại hối. Kể cả các giao dịch thực xảy ra trong năm, các khoản thanh toán nhập khẩu, doanh thu xuất khẩu, và các dòng chu chuyển tài chính ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái hàng ngày. Thêm vào đó, tổng dòng vốn còn bao gồm các giao dịch về tài khoản vãng lai v à tài khoản vốn. Các giao dịch lớn trên tài khoản vãng lai có thể ẩn chứa tình trạng tự do hóa tài khoản vốn lớn hơn nhờ vào sự chu chuyển vốn giữa các nước thông qua các giao dịch không có hóa đơn thương mại. Patnaik, Semgupta và Shah (2009) đã chỉ ra rằng các giao dịch không có hóa đơn thương mại thường xảy ra khi giao dịch trên tài khoản vãng lai lớn hơn và nó đóng vai trò như một cơ chế để phá vỡ s ự kiểm soát vốn. Patnaik và Shah (sắp tới) đã có khám phá bất ngờ, việc hội nhập tài khoản vốn trên thực tế vốn phát sinh khi các tập đoàn đa quốc gia đóng một vai trò đáng kể trong nền kinh tế. Tài Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 10 liệu liên quan khác đã nhấn mạnh rằng có mối liên kết hai chiều giữa sự mở cửa của các tài khoản vãng lai và tài khoản vốn (Aizenman năm 2003; Aizenman và Noy 2004). Do đó chúng ta nhìn vào tổng dòng vốn trên cả hai các tài khoản thương mại và tài khoản vốn khi đo lường khả năng toàn cầu hóa của nền kinh tế, điều này bao gồm cả hội nhập thương mại và hội nhập tài chính vào trong thanh khoản. Hình 3 cho thấy biện pháp toàn cầu hóa đã mở rộng cho khu vực 11 quôc gia Châu Á (không bao gồm Việt Nam vì dữ liệu là không có sẵn). Tình trạng tự do hóa trung bình chung đã tăng từ 100% GDP vào năm 1998 và lên khoảng 160% vào năm 2008. Giá trị trung bình đã nhích lên do sự góp mặt của các nền kinh tế nhỏ và có tính mở cửa cao như Singapore, Hồng Kong và Trung Quốc. Hình 3: Giá trị trung bình của tổng dòng chảy GD P khu vực 11 quôc gia Châu Á Biểu đồ này sử dụng tỉ lệ hàng năm của tổng các dòng chu chuyển vốn đối với GDP như một công cụ đo lường sự toàn cầu hóa. Giá trị 1 tương ứng với mức tổng dòng vốn là 100% GDP trong một năm. Hai chỉ số ước lượng khác là trung bình và trung vị của 11 nền kinh tế châu á được báo cáo. Hai chỉ số này biểu hiện tốc độ hội nhập đáng kể vào nền kinh tế thế giới. Bảng 2 có một cái nhìn cận cảnh hơn của 11 nước châu Á. Tốc độ hội nhập toàn cầu hóa của Trung Quốc và Ấn Độ tương đối chậm cho đến 2000, sau thời điểm này có một sự gia tăng đáng kể về tỷ giá hối đoái. Trong trường hợp của Ấn Độ, GDP của Ấn Độ đã tăng 56 điể m % giữa 2000-2008. Tương tự trong khoảng thời gian đó (2000-2008) GDP của TQ tăng 30 điểm %, GDP của HQ tăng 69 điểm %, và trung bình GDP Asia-11 tăng 45 điểm %. Những kết quả này cho thấy rằng, châu Á chỉ có thể tự do hóa mậu dịch khi đi đến việc kiể m soát vốn chính thức. Nhưng trên thực tế, Châu Á đã được nhanh chóng hội nhập vào nền kinh tế thế giới. Bảng 2: Tổng GD P của Ấn Độ, Trung Quốc và Hàn Quốc Bảng này cho thấy tỷ lệ tổng GDP (một biện pháp hội nhập toàn cầu) của Ấn Độ, Trung Quốc, Hàn Quốc và khu vực 11 quôc g ia Châu Á. Giá trị 1 tương ứng với các dòng chu Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 11 chuyển GDP là 100% trong một năm. Giữa năm 2000 và 2008, tỷ lệ này đã tăng 0,56% ở Ấn Độ, 0,30 % tại Trung Quốc; 0,69% Hàn Quốc, và trung bình khối Asia tăng 0,45%. b) Sự phát triển khu vực tài chính Có nhiều cách kiểm soát vốn hiệu quả để phát triển khu vực tài chính trong nước. Sự tăng tính linh hoạt trong hệ thống tài chính có xu hướng làm giảm sút hiệu quả của việc kiể m soát vốn theo thời gian. Khi xe m xét về hiệu quả của việc kiểm soát vốn chính thức. Do đó, điều quan trọng là xem xét khả năng của hệ thống tài chính trong nước. Để là m được đ iều này, chúng ta quay về với Dorrucci, Meyer-Circel, và Santabarbara (2009), những người đã phát triển cơ sở dữ liệu với bảng dữ liệu của s ự phát triển khu vực tài chính tại 26 nền kinh tế mới nổi. Gồm 11 nền kinh tế Châu Á, trừ Việt Nam. Giá trị của chỉ số này từ 0 ( hệ thống tài chính trong nước không phát triển ) tới 1 (hệ thống tài chính trong nước mạnh). Chúng ta tập trung vào thước đo “hẹp” của sự phát tiển tài chính vì thế cái thước đo này cần được cập nhật thường xuyên hơn. Hình 4: Giá trị trung bình của Dorrucci, Meyer-Circel, và Santabarbara Đo lường sự phát triển khu vực tài chính 11 quôc gia Châu Á Dorrucci, Meyer-Circe l, và Santabarbara (2009) đưa ra một thước đo sự phát triển của khu vực tài chính thông qua nhiều nền kinh tế trong nhiều năm. Những con số này đánh giá hai vị trí ước lượng ( trung bình và trung vị ) của 11 nền kinh tế Châu Á từ năm 1990 – 2005. Ở đó có một sự suy giảm đáng kể trong năng lực của khu vực tài chính sau khủng hoảng tài chính Châu Á. Từ năm 2000 có sự cải thiện rõ nét. Ye ar Indi a PRC The Re public of Korea Mean for Asi a-11 1991 0.28 0.65 0.5 1995 0.34 0.47 0.64 0.55 1996 0.34 0.45 0.65 0.54 Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 12 Biểu đồ hình 4 là các giá trị trung bình và đường trung vị của 11 nền kinh tế Châu Á mà Dorrucci, M eyer-Circel, và Santabarbara (2009) đã công bố. Trong cả hai trường hợp, chúng ta đều thấy một mức tăng trưởng của hệ thống t ài chính trước khủng hoảng tài chính Châu Á, tiếp theo là một thời kỳ suy giảm. Từ năm 2000 trở đi cả hai đường biểu diễn đều có xu hướng đi lên. Bảng 3 cho thấy các giá trị ở Ấn Độ, Trung Quốc, Hàn Quốc và giá trị trung bình của 11 nền kinh t ế Châu Á.11 Nước Châu Á đạt cao nhất 0.55 năm 1995. Trong khủng hoảng giảm mạnh đến 0.45 vào năm 2000. Tuy nhiên, trong năm 2001, 11 nước Châu Á đã tăng trở lại, đạt giá trị trung bình 0.51 vào năm 2006. Điều này chỉ ra rằng việc kiểm soát vốn chính thức dường như có hiệu quả hơn giữa năm 1998-2004, khi năng lực của hệ thống tài chính là thấp. Bảng 3: Đo năng lực của hệ thống tài chính Dorrucci, Meyer-Circel, và Santabarbara (2009) báo cáo đo lường sự phát triển của khu vực tài chính qua nhiều nền kinh tế trong nhiều năm. Bảng này chỉ ra giá trị của Ấn Độ, Trung Quốc, Hàn Quốc và mức trung bình của 11 nước Châu Á, Trong mọi trường hợp đã có một sự cải tiến tích cực nhưng khiêm tốn từ năm 2000-2006, tuy nhiên ở Ấn Độ và Trung Quốc vẫn tiếp tục tụt hậu phía sau mức trung bình của 11 nước Châu Á, và thậm chí cả các nền kinh tế vược trội như Hàn Quốc vẫn còn tụt hậu phía sau các nền kinh tế OECD như Anh. c) Bằng chứng từ cơ sở dữ liệu Lane và Milesi-Fe rretti Phương pháp thứ hai để đo sự hội nhập trên thực tế vào kinh tế thế giới đó là sử dụng các thông tin từ cơ sở dữ liệu Lane và Milesi-Feretti. Theo phương pháp này cổ phiếu của các tài sản nước ngoài và nợ trong nước bằng cách tổng hợp dòng chảy BOP và đây là cơ sở dữ liệu có giá trị trong điều kiện kiểm soát được dòng vốn như được phản ánh trong BOP. 1997 0.34 0.41 0.62 0.53 1998 0.33 0.42 0.57 0.46 1999 0.34 0.4 0.61 0.47 2000 0.34 0.38 0.57 0.45 2001 0.32 0.41 0.63 0.46 2002 0.32 0.42 0.62 0.48 2003 0.32 0.44 0.62 0.49 2004 0.35 0.43 0.58 0.49 2005 0.36 0.43 0.58 0.5 2006 0.39 0.43 0.6 0.51 Change 2000 - 2006 0.05 0.05 0.03 0.06 Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 13 Tuy nhiên nó không đo lường dòng vốn diễn ra thông qua cơ chế hóa đơn thương mại, những hóa đơn thương mại liên quan đến việc tháo chạy của dòng vốn và không nắm giữ trong BOP. Hình 5: Phương pháp đo tỷ trọng của Lane và Milesi-Ferreti qua các nền kinh tế: 1970, 2007 Biểu đồ này cho thấy tỷ trọng tập trung, đồ thị của Lane và Milesi-Ferreti đo lường trên thực tế thông qua mở tài khoản vốn cho tất cả các nền kinh tế. Các đường màu xanh và màu đỏ cho thấy tình hình vào năm 1970 và 2007, tương đối không giống như các kết quả báo cáo trong hình 1 theo các biện pháp của Chinn-ito đo lường tình trang mở của tài khoản vốn. Phân phối, không phải là hai cách thức: hầu hết các nền kinh tế lớn đều đóng cửa vào năm 1970, nhưng đến năm 2007, xu hướng này đã được đảo ngược. Biểu đồ này đưa ra cho chúng ta khung tham chiếu về sự liên quan cho thông dịch thông tin cho 11 quôc gia Châu Á từ cơ sở dữ liệu của Lane và Milesi-Ferreti. Cơ sở dữ liệu này cho thấy trong những năm qua, trên thực tế bãi bỏ kiểm soát tài khoản vốn diễn ra trên toàn thế giới. Hình 5 cho thấy tỷ trọng tập trung, đồ thị của Lane và Milesi-Ferreti đo lường thông qua tất cả các nền kinh tế đã chuyển từ đóng cửa tài khoản vồn sang mở tài vốn biến đổi đa dạng. Tuy nhiên, không có tập đoàn kinh tế nào có tính công khai ở bất kỳ cấp độ nào, cho thấy không có sự đồng thuận thích hợp cho mức độ công khai. Tất cả nền kinh tế mà có sự tự do hóa thì tiếp tục phát triển rất nhanh. Hình 6 cho thấy xu hướng đo lường giá trị trung bình của 11 quôc gia Châu Á, 1994- 2004 (dữ liệu sau năm 2004 là không có ). Tương tự như kết quả báo cáo trong hình 6, ví dụ đường trung bình bị lệch lên bởi sự hiện diện của một nhóm nhỏ của nền kinh tế có tính mở cửa cao. Trong khi đường trung vị đó lại là vị trí đo lường tốt nhất. Sau thời gian đó biến đổi tương đối ít sau năm 2000. Hình 6: Giá trị trung bình khu vực Asia-11 của Lane và Milesi-Ferretti đo hội nhập phi chính thức Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 14 Cơ sở dữ liệu của Lane và Milesi-Ferretti (2007) đo tài sản nước ngoài và nợ của nền kinh tế, thể hiện ở tỷ lệ GDP, hình này báo cáo hai vị trí ước lượng (đường trung bình và đường trung vị) của 11 quôc gia Châu Á qua thời gian. Trong khi đó giá trị đường trung bình đã tăng mạnh, còn giá trị đường vị thì không tăng. Điều này cho thấy một nhóm nhỏ của nền kinh tế đã hội nhập tích cực vào nền kinh tế Thế giới trong khi đó những vùng khác thì không. Bảng 4: Số đo của Lane và Milesi Ferretti Giá trị trung bình nghiên cứu tại 11 quôc gia Châu Á chiếm 356% GDP vào năm 2004 một phần là do sự hiện diện của một nhóm nhỏ nền kinh tế có tính mở cửa cao như Hong Kong, Singapore. Trong trường hợp Ân Độ, Trung Quốc, Hàn Quốc có giá trị khiêm tốn hơn tương ứng : 58%, 103%, 109% của GDP. Hội nhập kinh tế quốc tế dần dần gia tăng đáng kể từ năm 2000-2004, với những thay đổi 16%, 18%, 26% và 55% GDP tương ứng cho Ân Độ, Trung Quốc, Hàn Quốc và 11 quốc gia Châu Á. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 15 Bảng 4 cho thấy một bước tiến quan trọng trong hội nhập không chính thức là Ấn độ, Trung Quốc và Hàn Quốc sau năm 2000. Trong bảy năm gần đây, sự đo lường của Lane và Milesi-Ferreti cho mỗi quốc gia tăng 43 %, 28% và 56% GDP. 2. Chế độ tỷ giá hối đoái: 2.1 Phương pháp: Trong t hập kỷ vừa qua, các tài liệu nghiên cứu đã cho thấy rằng trong nhiều nền kinh tế, tỷ giá chính thức được ngân hàng trung ương công bố khác rất nhiều với tỷ giá thực trong hoạt động giao dịch tài chính. Điều đó đã thúc đẩy một nghiên cứu nhỏ về phương pháp xử lý dữ liệu để phân loại các chế độ tỷ giá hối đoái (Reinhart và Rogoff 2004; Levy- Yeyat i và Sturzenegger 2003; Calvo va Reinhart 2002). Nghiên cứu này đã cố gắng hình thành các tập hợp dữ liệu để xác định tỷ giá t hực của tất cả các quốc gia trong những thập kỷ gần đây, bằng cách sử dụng các thuật toán. Trong khi các cơ sở dữ liệu này hữu ích cho nhiều ứng dụng thì nó cũng hạn chế trong việc đo lường những đặc tính và cấu trúc tốt hơn của các chế độ trung gian.Ví dụ như, Reinhart và Rogoff phân loại rupee của Ấn Độ theo chế độ tỷ giá hối đoái cố định từ năm 1993 trở đi, nhưng theo bài báo này thì Ấn Độ đã có một chính sách trung gian từ năm 1993, nó mang lại những hiểu biết mới về các định hướng, hậu quả của chế độ tỷ giá và cơ chế chính sách tiền t ệ. Một công cụ giá trị cho việc t ìm hiểu tỷ giá thực là một mô hình hồi quy tuyến tính dựa trên các tỷ giá trao đổi tiền tệ chéo (chú ý đơn vị tiền tệ tính toán hợp lý). Mô hình này được sử dụng từ Haldane và Hall (1991), được phổ biến bởi Frankel và Wei (và do đó cũng được gọi là mô hình Frankel – Wei). Những ứng dụng gần đây của chiến lược dự đoán này bao gồm Bénassy-Quéré, Coeuré và Mignon (2006), Shah, Zeileis, và Patnaik (2005), Frankel và Wei (2007). Trong phương pháp này, một đồng tiền độc lập ví dụ như Franc Thuỵ Sĩ (CHF) được chọn là đơn vị tiền tệ tính toán mua bán song hành. Nếu sử dụng rupee Ấn Độ (INR) thì dự đoán mô hình là: dlogINR/CHF=β1+β2dlogUSD/CHF+β3dlogJPY/CHF+β4dlogDEM/CHF+ε Mô hình hồi quy này cho thấy phạm vi mà tỷ giá INR/CHF dao động trong sự dao động của tỷ giá USD/CHF. Nếu như cố định vào USD, thì dao động trong JPY và DEM sẽ là 0. Nếu như không có sự cố định, thì cả 3 biến  sẽ khác 0. R2 của mô hình hồi quy này cũng được quan tâm; giá trị R2 gần bằng 1 sẽ cho thấy tính linh hoạt trong tỷ giá giảm xuống. Để hiểu rõ về tỷ giá hối đoái thực của một quốc gia nhất định trong một khoảng thời gian xác định, các nhà nghiên cứu và các học viên có thể dễ dàng sử dụng mô hình hồi quy này với một bảng dữ liệu xác định hoặc sử dụng phương pháp tổng hợp dữ liệu. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 16 Tuy nhiên, chiến lược này thiếu cơ sở suy luận cho việc quyết định những thay đổi trong các chế độ tỷ giá của các quốc gia. Nó thúc đẩy sự mở rộng các vấn đề kinh tế về thay đổi cấu trúc, với mục đích phân tích sự thay đổi cấu trúc trong mô hình Frankel – Wei (Zeileis, Shah và Patnaik 2008). Nó đòi hỏi phải mở rộng phương pháp Perron – Bai quen thuộc (Bai và Perron 2003) để xác định các ngày tháng của sự thay đổi cấu trúc trong hồi quy OLS. Qua đó, ngày t háng của sự thay đổi cấu trúc trong chế độ tỷ giá được xác định. Chúng tôi tập trung vào giai đoạn sau năm 1976, và sử dụng sự thay đổi hàng tuần trong tỷ giá hối đoái cho các ước lượng. Các giá trị được hiển thị trong ngoặc là thống kê t. Đối với mỗi quốc gia, một t ập hợp các giai đoạn được xác định. Trong từng giai đoạn, các R2 của hồi quy cho thấy một thống kê tóm tắt về tính linh hoạt của tỷ giá hối đoái. Các giá trị R2 gần bằng 1 cho thấy tính cố định chặt chẽ của tỷ giá. Tỷ giá thả nổi có giá trị R2 trong khoảng 0,4-0,5. Sử dụng phương pháp phân loại này, chúng ta có thể làm như sau: • Đo lường và định lượng các cấu trúc của chế độ trung gian bằng cách đo lường giá trị thực của sự cố định tỷ giá hối đoái (hồi quy R2), nó cho thấy sự đo lường giá trị thực của tính linh hoạt trong tỷ giá một cách ngẫu nhiên. • Ghi nhận lại ngày t háng mà chế độ tỷ giá thay đổi. Chúng tôi thực hiện những phương pháp này bằng cách sử dụng các tỷ lệ phần trăm thay đổi hàng tuần trong tỷ giá, nó mang lại những ngày tháng then chốt trong tuần. Thông qua đó, tính linh hoạt của tỷ giá hối đoái chiếm ưu thế t ại từng thời điểm được hình thành theo chuỗi thời gian cho mỗi quốc gia với mỗi giá trị của R2. • Xác định số lượng các thay đổi và vị trí của các thay đổi trên cơ sở suy luận. 2.2 Bằng chứng về tính linh hoạt trong tỷ giá hối đoái của 11 nền kinh tế châu Á: Chúng ta áp dụng các phương pháp này để kiểm tra các chế độ tỷ giá thực của Asia- 11. Đối với mỗi quốc gia, tính linh hoạt của tiền tệ được thu thập theo chuỗi thời gian, cung cấp số liệu thống kê tóm tắt về tính linh hoạt của tỷ giá hối đoái. Tại Ấn Độ, đồng rupee bắt đầu vòng đời của nó như là một “tỷ giá xác định thị trường” vào tháng 3/1993. Tuy nhiên, thời điểm này không được xác đ ịnh là thời điểm tạo ra sự thay đổi cấu trúc trong quá trình phân tích dữ liệu. Thay vào đó, một giai đoạn để phân tích được thay thế là từ 1976-1998. Trong khoảng thời gian này, đồng rupee trên thực tế đã được neo vào đồng đô la với một biên độ dao động nhất định, với R2 bằng 0,84. Sau cuộc khủng hoảng tài chính châu Á, Ấn Độ đã bắt tay vào việc neo chặt đồng rupee vào đô la. Từ ngày 28/09/1998 đến ngày 19/03/2004, hệ số của đồng đô la Mỹ trở lại bằng 1.01. Các hệ số khác không có ý nghĩa thống kê. R2 đã tăng lên đến 0,97. Trong khoảng thời gian này, chế độ tỷ giá tại Ấn Độ cũng tương tự như của Trung Quốc sau tháng 7/2005. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 17 Bảng 5: Chế độ tỷ giá thực của Ấn Độ Các phương pháp được phát triển bởi Zeileis, Shah và Patnaik (2008) đã được áp dụng để xác định ngày tháng của sự phá vỡ cấu trúc (mất cân bằng phương trình) trong hồi quy tỉ giá hối đoái: dlogINR/CHF=β1+β2dlogUSD/CHF+β3dlogJPY/CHF+β4dlogDEM/CHF+ε Trong trường hợp Ấn Độ, ba giai đoạn được phân biệt một cách rõ rệt. Giai đoạn đầu tiên và thứ hai cho thấy sự neo chặt vào đồng đô la Mỹ. Tuy nhiên, sau t háng 3/2004, các đồng tiền khác bắt đầu có sự ảnh hưởng. Sự cố định trong tỷ giá được đo bằng R2 của mô hình hồi quy. Nó cho thấy giá trị R2 bằng 0,81 trong giai đoạn thứ ba. Các giá trị trong ngoặc là sai số chuẩn. Trong thời gian qua, Ấn Độ trở lại tỷ giá hối đoái linh hoạt. H ệ số của các loại tiền tệ không phải đồng USD đã bắt đầu đạt được những giá trị đáng kể. R2 giảm xuống còn 0,81. Sự thay đổi trong chế độ tỷ giá diễn ra tháng 3/2004 vừa có ý nghĩa thống kê vừa có ý nghĩa kinh t ế. Bảng 6 cho thấy các kết quả của cách ước lượng này cho đồng nhân dân tệ của Trung Quốc. Nó cho thấy rằng giai đoạn đầu tiên bắt đầu từ ngày 09/01/1981 cho đến ngày 01/11/1985. Đây là một giai đoạn có tính linh hoạt của tỷ giá lớn hơn các thời kỳ khác theo tiêu chuẩn của Trung Quốc, với R2 đạt 0,89. Sau đó, Trung Quốc chuyển sang neo đồng tiền vào đồng đô la Mỹ. Tuy đã có một số thay đổi nhỏ trong chế độ tỷ giá hối đoái, Trung Quốc vẫn duy trì chính sách cố định tỷ giá thuần tuý, với hệ số của USD là 1 và R2 gần bằng 1. Xét ở một số khía cạnh, những kết quả này phù hợp với thông báo chính thức và thử nghiệm đơn giản về tỷ giá hối đoái. N gày thay đổi là ngày 22/07/2005 được tìm thấy từ mô hình hồi quy là phù hợp với thông báo của các nhà chức trách. Các kết quả từ Trung Quốc cho thấy việc phân tích đã đi đúng hướng. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 18 Đồng thời, cũng đáng chú ý là sau 22/07/2005, các phân tích kinh tế cho thấy không có sự thay đổi cấu trúc rõ rệt nào. Điều này mâu thuẫn với một loạt các tuyên bố chính thức về việc nới lỏng tỷ giá hối đoái giảm mức cố định vào đồng đô la M ỹ, hướng tới việc neo đồng tiền vào một rổ tiền t ệ và hướng t ới sự linh hoạt tỷ giá hối đoái hơn nữa. Bảng 6: Chế độ tỷ giá thực của Trung Quốc Các phương pháp của Zeileis, Shah, và Patnaik (2008) cho thấy một loạt các ngày thay đổi chế độ tỷ giá hối đoái Trung Quốc. Tuy nhiên, với nhiều ý nghĩa và mục đích khác nhau, chế độ tỷ giá của Trung Quốc trên thực t ế vẫn cố định vào đô la Mỹ, hầu như không có tính linh hoạt trong chính sách tỷ giá của nước này tại mọi thời điểm. Các giá trị trong ngoặc là sai số chuẩn. Các kết quả hồi quy cho thấy rõ rệt rằng có rất ít thay đổi trong chế độ tỷ giá hối đoái thực tế hiện hành. Hệ số USD đã giả m xuống còn 0,949. Hệ số Euro có ý nghĩa thống kê đã nổi lên, với một giá trị nhỏ là 0,06 mức mà giả thuyết vô hiệu của con số không có thể bị loại bỏ. Độ lệch chuẩn đã tăng gấp đôi đến 0,243, nhưng R2 đã giảm nhẹ xuống 0,974. Trong khi có nhiều sự linh hoạt trong tỷ giá hối đoái của g iai đoạn này, sự thay đổi trong chế độ tỷ giá là rất nhỏ. Cuối cùng, Bảng 7 cho thấy sự phát triển của chế độ tỷ giá hối đoái tại Hàn Quốc. Từ năm 1981 đến đầu năm 1995, nước này thực tế cố định vào đô la Mỹ. Năm 1995, một sự gia tăng lớn trong sự linh hoạt về tiền tệ đã diễn ra và R2 giảm xuống còn 0,65. Đây là một chế độ tỷ giá có tính linh hoạt lớn hơn Ấn Độ. Bảng 7: Chế độ tỷ giá hối đoái thực của Hàn Quốc Áp dụng đối với Hàn Quốc, các phương pháp của Zeileis, Shah, và Patnaik (2008) cho thấy 2 giai đoạn. Từ năm 1981 đến đầu năm 1995, tỷ giá thực cố định vào USD. Sau đó, sự linh hoạt của tỷ giá hối đoái đã tăng đáng kể; R2 giả m xuống còn 0,65. Các giá trị trong ngoặc là sai số chuẩn. Biểu đồ 7: Sự phát triển của chế độ tỷ giá cố định ở châu Á Đối với mỗi nền kinh tế của Asai-11, phương pháp của Zeileis, Shah, và Patnaik (2008) đã được áp dụng. Phương pháp này cho thấy chế độ tỷ giá thực hiện hành tại các thời điểm khác nhau. Các g iá trị R2 của tất cả các nền kinh tế được tóm tắt trong biểu đồ này. 01 Nov 1985 05 Apr 1991 19 May5 15 Jul 2005 29 May 2009 Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 19 Hai vị trí ước tính trung bình và trung vị được trình bày. Biểu đồ này thể h iện tóm tắt về cách thức tỷ giá hối đoái linh hoạt trong khu vực châu Á đã phát triển qua thời gian như thế nào. Đồ thị rõ ràng cho thấy sự cố định chặt chẽ của tỷ giá trong thập kỷ trước cuộc khủng hoảng tài chính châu Á, bây giờ nó được hiểu là nhân tố góp phần gây ra cuộc khủng hoảng. Trong hậu quả trực tiếp của cuộc khủng hoảng, có sự linh hoạt nhiều hơn trong một khoảng thời gian ngắn, nhưng sau đó “nỗi sợ hãi về v iệc thả nổi” lại nổi lên, như được chỉ ra bởi Calvo và Reinhart (2002). Tuy nhiên, đồ thị này cho thấy rằng sự cố định tỷ giá hối đoái ở châu Á đã không đi hết con đường quay trở lại các mức trước khủng hoảng. Trong khi Dooley, Folkerts-Landau, và Garber (2003) đã nhấn mạnh sự nổi lên của chế độ "Bretton Woods II" định hướng cho châu Á, trong suốt thập kỷ qua, sự cố định tỷ giá ở châu Á đã giảm với tốc độ chậm. Hình 7 cho thấy trung bình và g iá trị trung bình của R2 cho Asia-11. Tại mỗi thời điểm của mỗi quốc gia, tỷ giá thực được xác định, và g iá trị R2 từ các g iai đoạn được sử dụng. Các R2 trung bình bắt đầu với một giá trị cao là 0,9. Có một sự gia tăng nhỏ trong sự linh hoạt vào năm 1980 và 1981. Sau đó, có một khoảng thời gian dài duy trì tỷ giá hối đoái cố định. Từ năm 1982 cho đến năm 1997, các R2 trung bình là trên 0,9. Tỷ giá hối đoái cố định này, kết hợp với sự gia tăng thực tế của sự mở rộng tài khoản vốn, đã gây ra cuộc khủng hoảng tài chính châu Á, có liên quan đến các công ty và các ngân hàng trong việc vay bằng ngoại tệ dựa trên kỳ vọng của sự cố định tỷ giá hối đoái. Trong suốt cuộc khủng hoảng, tính linh hoạt tỷ giá tăng lên. Trong năm 1998, R2 trung bình rớt xuống 0,61. Tuy nhiên, ngay sau đó, sự cố định tỷ giá lại tăng lên. Thực tế này đã đưa đến sự nổi tiếng của Calvo và Reinhart (2002), người đã nhấn mạnh rằng sau cuộc khủng hoảng, các chế độ tỷ giá hối đoái ở Châu Á chỉ có sự thay đổi nhỏ. Quan điểm Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 20 này đã được mở rộng thêm bởi giả thuyết của “Bretton Woods II”, nó đã cố gắng để giải thích về sự cố định tỷ giá hối đoái này (Dooley, Folkerts-Landau, và Garber 2003). Bằng chứng của chúng tôi cung cấp một quan điểm hơi khác biệt ở hai khía cạnh. Đầu tiên, trong khi sự cố định tỷ giá hối đoái ở Asia-11 tăng lên sau khi cuộc khủng hoảng lắng xuống, nó lại trở về giá trị thấp hơn khi so sánh với tình hình phổ biến trước cuộc khủng hoảng. Có nghĩa là R2 bằng 0,93 vào năm 1997, sau cuộc khủng hoảng, nó thay đổi bằng 0,88 trong giai đoạn 2002-2004. Điều nhận thấy đáng chú ý thứ hai là từ năm 2002, tính linh hoạt trong tỷ giá hối đoái ở Asia-11 đã được từ từ tăng lên. Có nghĩa là R2 giả m nhẹ từ 0,886 trong giai đoạn 2002- 2004 đến 0,85 trong năm 2009. Điều này cho thấy rằng trong khi Asia-11 tiếp tục cố định chặt chẽ tỷ giá hối đoái, thì đã có một chuyển động từng bước theo hướng linh hoạt hơn. Vớ i ý nghĩa R2 bằng 0,85 trong năm 2009, tình hình đã được cải thiện khi so sánh với mức trung bình là 0,93 vào năm 1997. 3. Phân tí ch chính sách: Bảng 8 tóm tắt sự lựa chọn cơ chế tỉ giá hối đoái và tự do hóa t ài khoản vốn của một số nước châu Á. Hai khía cạnh đặc b iệt quan trọng để phân t ích của chúng t a: sự khác biệt giữa t ài khoản vốn chính thức và không chính thức, và mức độ độc lập trong chính sách tiền tệ. Bộ ba bất khả thi khẳng định rằng mỗi quốc gia chỉ có thể đạt được hai trong ba : tỷ giá hối đoái cố định, tự do hóa tài khoản vốn, và chính sách tiền tệ độc lập. Ở mức độ cao nhất, một quốc gia hoàn toàn tự do hóa tài khoản vốn và tỷ giá hối đoái cố định hoàn toàn phải từ bỏ sự độc lập trong chính sách t iền t ệ. Trong bối cảnh một số nước châu Á điển hình, sự gia tăng tự do hóa không chính thức sẽ dẫn đến tự do hóa chính thức đi đôi với phát triển khu vực tài chính trong nước, và có thể tránh không kiểm soát vốn với những tài khoản vãng lai lớn. Trong điều kiện này, sự cứng nhắc (thiếu linh hoạt) tỷ giá hối đoái có thể dẫn đến sai lệch trong chính sách tiền tệ. Mặc dù quốc gia có cố gắng độc lập trong chính sách tiền tệ thông qua áp chế tài chính, áp đặt kiểm soát vốn, hoặc chính sách vô hiệu hóa, lập luận của bộ ba bất khả thi cho thấy rằng để có tỷ giá hối đoái cố định phải đánh đổi sự độc lập trong chính sách tiền tệ. Bảng 8 : Châu Á và bộ ba bất khả thi. Bảng này tóm tắt kết quả chủ yếu cho Asia-11 được thảo luận trong phần 4, với dữ liệu của mỗi nền kinh tế là năm quan sát gần đây nhất. Dữ liệu về tỷ giá hối đoái cố định cho 2009 nêu lên trên phương pháp luận trong phần 3.1. Các cơ sở dữ liệu Chinn-Ito đã được sử dụng để đo lường sự kiểm soát tài khoản vốn chính thức hiện hành vào năm 2007. Land và M ilesi-Feretti được dùng để đo lường sự tự do hóa tài khoản vốn không chính thức vào năm 2007. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 21 Nguồn : Chinn and Ito (2008), Lane and Milesi – Feretti (2007) and authors’ calculations Trong cơ chế thị trường mới nổi, tính đồng chu kỳ của các dòng vốn là đặc biệt quan trọng. Vào thời điểm tốt và điều kiện chu kỳ kinh tế tăng trưởng mạnh, vốn có xu hướng di chuyển vào trong nước. Để ngăn chặn sự gia tăng tỷ giá hối đoái ( đồng nội tệ tăng giá), các ngân hàng trung ương sẽ mua đô la, một động thái mà cuối cùng làm lãi suất trong nước thấp hơn. Ngược lại, khi nền kinh tế đang trong suy thoái, vốn có xu hướng ra khỏi đất nước. Ngân hàng Trung ương đối phó việc này bằng cách bán đô la, làm tăng lãi suất trong nước. Dòng vốn thuận chu kỳ do đó tư ơng tác với tỷ giá hối đoái cố định để tạo ra chính sách tiền tệ thuận chu kỳ. Điều này có nghĩa là chính sách tiền tệ bị biến dạng trong cơ chế thị trường mới nổi. Phản ứng của 11 nước châu Á đối với bộ ba bất khả thi là rất khác nhau ; nền kinh tế như là Singapore và Hồng Kông đã chọn tự do hóa tài khoản vốn cao và có tỷ giá hối đoái cố định hoặc kém linh hoạt, trong khi nền kinh tế như Ấn Độ và Trung Quốc đã chọn hạn chế tự do hóa t ài khoản vốn và tỷ giá hối đoái không linh hoạt. Giữa 2000-2008, nền kinh tế các nước Asia-11 có xu hướng chuyển sang mở rộng tự do hóa tài khoản vốn không chính thức, ngoại trừ Malaysia, Philippines, và Indonesia. Trong khi đó, tính linh hoạt trong tỷ giá hối đoái vẫn không đổi trong hầu hết nền kinh tế, ngoại trừ Indonesia (giảm), và M alaysia, Ấn Độ, và Trung Quốc, nơi mà tính linh hoạt của tỷ giá gia tăng. Trong lý thuyết bộ ba bất khả thi, quốc gia có thể có tỷ giá hối đoái cố định và từ bỏ chính sách tiền tệ độc lập. Sự tự do hóa tài khoản vốn với tỷ giá hối đoái cố định dẫn đến Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 22 phải từ bỏ sự độc lập trong chính sách t iền tệ, trường hợp đã đang gặp ở Hồng Kông. Hội đồng tiền tệ của H ồng Kông là một khuôn khổ chính sách tiền tệ nhất quán, với lãi suất trong nước thay đổi thường xuyên để ổn định tỷ giá. Tỷ giá hối đoái thả nổi với tài khoản vốn mở cũng là phù hợp với lý thuyết bộ ba bất khả thi. Nền kinh t ế với tỷ giá hối đoái thả nổi có R2 trong sự sụt giảm tỷ giá hối đoái từ 0.4 đến 0.5. Nền kinh tế này có thể đạt được t ài khoản vốn mở và chính sách t iền t ệ độc lập. Các quốc gia Châu Á gần mô hình này nhất là Hàn Quốc ; trong khi đó, Ấn Độ đã có những nỗ lực rất lớn để đạt được mô hình này. Có nhiều vấn đề đặt ra liên quan đến các nền kinh tế với sự tự do tài khoản vốn thấp và tỷ giá không linh hoạt (cố định). Nếu một nước có tỷ giá hối đoái kém linh hoạt và một tài khoản vốn đóng không chính thức, với tổng lưu lượng trên cán cân thanh toán thấp hơn 40% GDP, thì nước này có thể có được chính sách tiền tệ độc lập. Ví dụ, cuối những năm 1980, Ấn Độ đã có thể có quyền tự chủ chính sách tiền tệ kể từ khi tỷ giá hối đoái cố định đã được kết hợp với dòng vốn chảy vào chiếm khoảng 25% GDP. Không có nước nào trong 11 nước châu Á nằm ở mốc này trên biểu đồ vào năm 2000 và 2008. Quốc gia có mô hình gần giống nhất là Trung Quốc vào năm 2008, Trung Quốc đã và đang cố gắng cố định tỷ giá hối đoái đi đôi với tự do hóa tài khoản vốn lớn. Điều này đặt ra câu hỏi : Trung Quốc có thể duy trì chính sách tiền tệ độc lậpkhông? Nhiều chuyên gia đã xem xét chính sách tiền tệ của Trung Quốc với việc tập trung vào các vấn đề như chính sách vô hiệu hóa, các phép đo hệ số vô hiệu hóa, và ảnh hưởng lẫn nhau giữa chính sách vô hiệu hóa và hệ thống ngân hàng. Tuy nhiên, những vấn đề này không trực tiếp cần thiết để phân tích tính t huận chu kỳ của chính sách tiền tệ. Do đó, trong phân tích của chúng tôi, chúng t ôi cho rằng lãi suất ngắn hạn trong nước là yếu tố trung gian có ảnh hưởng đến kết quả của chính sách tiền tệ.. Chúng tôi thể hiện lại mức lãi suất ngắn hạn tại Trung Quốc trên thực tế, và đối chiếu lại trong điều kiện từng chu kỳ kinh tế. Điều này cho phép chúng tôi đánh giá mức độ lãi suất cao trong khi mở rộng chu kỳ kinh tế và ngược lại, và kiểm tra xem chính sách tiền tệ có tính phản chu kỳ hay không. Hình 8 xem xét mức độ mà chính sách tiền tệ ở Trung Quốc có tính thuận chu kỳ trong sự mở rộng chu kỳ kinh tế gần đây. Các đồ thị sử dụng sự tăng trưởng GDP hàng quý để đo lường điều kiện chu kỳ kinh t ế đã phản ánh một sự bùng nổ khổng lồ từ 2002-2007. Việc đối chiếu này mâu thuẫn với tỷ lệ trái phiếu kho bạc 90 ngày (tính theo giá trị thực), chúng ta thấy rằng từ năm 2002 đến đầu năm 2008, tỷ lệ lãi suất thực giảm rất lớn 800 điểm cơ bản. Điều này cho thấy chính sách tiền tệ đã được mở rộng trong giai đoạn tăng trưởng. Điều này phù hợp với quan điểm cho rằng tỷ giá cố định chuyển dòng vốn thuận chu kỳ vào Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 23 chính sách tiền tệ thuận chu kỳ. Việc sử dụng chính sách tiền tệ nới lỏng trong quá trình mở rộng chu kỳ kinh tế đã làm lạm phát tăng cao nhanh chóng và sự bùng nổ giá t ài sản. Hình 8 : Chính sách tiền tệ Trung Quốc và chu kỳ kinh tế Trung Quốc Số liệu tăng trưởng GDP hàng quý theo thời gian được sử dụng để đo lường chu kỳ tăng trưởng kinh tế. Để có được số liệu theo thời gian của t ỉ lệ thực trong ngắn hạn tỷ lệ danh nghĩa đã được tính trong điều kiện thực tế sử dụng tỷ lệ lạm phát hiện thời. Nhìn chung, lãi suất thực tương đối thấp trong chu kỳ kinh t ế tăng trưởng. Nguồn : Datastream Sự suy giảm 800 điểm cơ bản ở mức lãi suất thực trong chu kỳ kinh t ế t ăng trưởng cho thấy rằng Trung Quốc không thể tránh được bộ ba bất khả thi, thông qua chính sách vô hiệu hóa hoặc các kỹ thuật can thiệp khác dựa trên kiểm soát vốn hoặc áp chế tài chính. Trong khi một loạt các biện pháp này đã được cố gắng, họ không ngăn chặn các kết quả: cách duy nhất để có được tỷ giá cố định là phải có một mức lãi suất rất thấp trong điều kiện thực t ế. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 24 Một phân tích tương tự đã được thực h iện đối với Ấn Độ, và cho kết quả tương tự. M ặc dù Ấn Độ có tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn Trung Quốc, chính sách tiền tệ cuối cùng buộc phải miễn cưỡng giảm tỉ lệ lãi suất thực trong thời kỳ tăng trưởng và chuyển đổi quanh tỉ lệ lãi suất thực tăng trong thời kỳ suy thoái. Ở châu Á, Trung Quốc và Ấn Độ ở vị trí tốt nhất để duy trì chính sách tiền tệ độc lập mặc dù có tỷ giá hối đoái kém linh hoạt, mở rộng có mức độ tài khoản vốn không chính thức và một hệ thống t ài chính trong nước kém phát triển. Tuy nhiên, bằng chứng cho thấy rằng ngay cả ở hai nền kinh tế này, tỷ giá hối đoái cố định dẫn đến chính sách tiền tệ thuận chu kỳ. Những ràng buộc của bộ ba bất khả thi hầu như gay gắt hơn tại Malaysia, Đài Loan, TrungQuốc và Thái Lan, nơi có sự tự do hóa t heo thông lệ và hệ thống t ài chính phát triển hơn so với Trung Quốc và Ấn Độ, nhưng tỷ giá hối đoái cũng ít linh hoạt hơn so với Ấn Độ. Trong số Asia-11, H àn Quốc đã có những tiến bộ nhất đối với các mô hình chủ đạo của nền kinh tế công nghiệp. Hàn Quốc đã tự do hóa tài khoản vốn cao, và có tỷ giá linh hoạt nhất ở châu Á. Nước này cũng đã đạt được tiến bộ đáng kể trong việc thiết lập khả năng tổ chức của N gân hàng Trung ương. Tuy nhiên, cơ chế tỷ giá hối đoái Hàn Quốc, với R2 đạt 0,65, nhìn thấy yếu đi sự linh hoạt với tỷ giá thả nổi, trong đó R2 sẽ đạt được giá trị từ 0,4 đến 0,5. Sự phát triển khu vực tài chính và tự do hóa dòng vốn tại Phi - líp - pin và Indonesia là thấp. Theo nguyên tắc, nền kinh tế này có thể đã chọn tỷ giá hối đoái cố định với chính sách tiền tệ độc lập. Trong số Asia-11, đây là hai nền kinh tế nơi mà các biến dạng chính sách tiền t ệ liên quan đến tỷ giá hối đoái cố định sẽ là thấp nhất. Mặc dù vậy, 2 nền kinh tế này đã lựa chọn để có sự linh hoạt đáng kể trong tỷ giá hối đoái. 1. KẾT LUẬN Bài viết này chủ yếu bàn luận về tầm quan trọng của việc cần tránh thực thi một chính sách tiền tệ không nhất quán hơn là việc cần tránh thực hiện tự do t ài khoản vốn. Trong khi các nước châu Á tránh việc tự do hóa tài khoản vốn chính thức thì quá trình hội nhập kinh tế thế giới dẫn đến tự do t ài khoản vốn không chính thức. Các nền kinh tế Asia -11 đã và đang phát triển cùng với quá trình tự do hóa khu vực tài chính nội địa. Giá trị đo lường trung bình của Dorrucci, Meyer- Cirkel và Santabarbara ( 2009) về tiềm năng của hệ thống tài chính trong nước tăng từ mức thấp 0.45 vào năm 2000 lên mốc 0.51 năm 2006. Tính hiệu quả của các biện pháp kiểm soát vốn đã suy giảm khi mà hệ thống tài chính ngày càng phức tạp, và việc hội nhập tài khoản tiền tệ đã mang lại cơ hội cho các giao dịch chuyển vốn bất hợp pháp. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 25 Ngoại trừ Indonesia, Philippines và Malaysia, các nền kinh t ế Asia-11 gia tăng tự do tài khoản vốn phi chính thức giai đoạn từ năm 2000 -2008. Vấn đề đặt ra là sự phát triển có thể có của chế độ tỷ giá hối đoái khi các nền kinh tế ngày càng hội nhập trên thực tế. Nhìn chung, chế độ tỷ giá của các nước châu á đã thay đổi theo hướng ngày càng linh hoạt hơn so với chính sách sợ thả nổi tỷ giá “ fear of floating” đã rất thành công trong việc giúp các nước vượt qua khủng hoảng tài chính châu á. Đồng thời, các thỏa hiệp trên thực tế đã chứng tỏ việc cột chặt tỷ giá. Không có nước nào trong Asia -11 thực hiện thả nổi tỷ giá ngoại trừ Hàn Quốc - quốc gia có tỷ giá thả nối nhất châu Á. Từ năm 2000 đến năm 2008, M alaysia và Ấn độ đã thực hiệc chính sách tỷ giá linh hoạt hơn, trong khi chính sách tỷ giá của Trung Quốc cũng theo xu hướng tương tự. Asia -11 đang trong quá trình gia t ăng tự do t ài khoản vốn không chính thức nhưng thiếu những cải cách trong chính sách tiền tệ. Việc thực hiện tự do hóa tài khoản vốn không chính thức trong khi duy trì một tỷ giá cố định sẽ gây ra hai hậu quả sau: • Nhằm đạt được các mục tiêu tỷ giá, các Ngân hàng trung ương cố gắng duy trì tỷ giá cố định có thể làm bóp méo chính sách lãi suất. Dòng vốn có tính thuận chu kỳ trong khi tỷ giá bị neo cố định kéo theo chính sách t iền t ệ có tính thuận chu kỳ. Vấn đề cần quan tâm là b iểu hiện của chính sách thuận theo chu kỳ ở Trung quốc và Ấn độ - hai nước có hệ thống tài chính yếu hơn và mức độ tự do tài khoản vốn thấp hơn so với hầu hết các nước châu Á khác. Mặc dù các nước ở những vị thế khác nhau, nhưng nếu các nước này không thể tránh khỏi việc thực hiện chính sách tiền t ệ có tính thuận chu kỳ với sự góp mặt của tỷ giá không linh hoạt thì các nước Asian khác dường như áp dụng chính sách thuận chu kỳ ở phạm vi ngày càng rộng. • Các cuộc khủng hoảng có hệ thống có thể xảy ra. Các nền kinh tế Asian tiếp tục giải quyết vấn đề mâu thuẫn quyền lợi giữa nhà đầu cơ và các ngân hàng trung ương với các rào cản cho các tập đoàn mua ngoại tệ cũng như các hậu quả khác của chính sách tiền tệ không nhất quán. Nhiều vấn đề không thể bỏ qua trong tương lai có thể xảy ra, đặc biệt là các nước M alaysia, Đài loan Trung Quốc – hai nước có sự kết hợp kém giữa:(i) tự do tài khoản vốn không chính thức,(ii) hệ thống tài chính trong nước phức tạp và (iii) tỷ giá không linh hoạt (tỷ giá cố định) như Trung Quốc. Với góc nhìn về các cuộc khủng hoảng mang tính hệ thống , chìa khóa để giải quyết vấn đề nằm trong tay hộ gia đình, ngân hàng và các tập đoàn kinh tế những người quan tâm đến chính sách tỷ giá cố định. Với niềm t in tỷ giá sẽ không thay đổi, tỷ giá hối đoái thực được t hiết lập. Điều này mang đến những khó khăn khi tỷ giá thực sự thay đổi. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 26 Do đó, bước cải cách đầu tiên là tập trung vào tính linh hoạt của tỷ giá và phát triển thị trường phái sinh tiền tệ. Tỷ giá linh hoạt sẽ giúp các tổ chức kinh tế có thể kiểm soát rủi ro trong khi đó thị trường phái s inh tiền tệ có thể giúp các tổ chức này thực hiện các giao dịch như mong muốn. Các nước châu Á phớt lờ với lời khuyên này và đang xem xét việc tự do tài khoản vốn phi chính thức trước khi thực hiện linh hoạt tỷ giá . Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 27 TÀI LIỆU THAM KHẢO Anderton, R. (2003), Extra-Euro Area Manufacturing Import Prices and Exchange Rate Pass- Through, ECB Work ing Paper No. 219. Bacchetta, P. and van Wincoop, E. (2003), Why do Consumer Prices React Less than Import Prices to Exchange Rates?, Journal of European Economic Association, 1, 662-670. Burstein, A., Eichenbaum, M. and Rebelo, S. (2005), Large Devaluations and the Real Exchange Rate, Journal of Political Economy, 113, 742-784. Burstein, A., Neves, J. and Rebelo, S. (2003), Distribution Costs and Real Exchange Rate Dynamics During Exchange-Rate-Based-Stabilizations, Journal of Monetary Economics, 50, 1189-1214. Campa, J. and Goldberg, L. (2004), Exchange Rate Pass-Through into Import Prices, CEPR Discussion Paper No. 4391. Campa, J., Goldberg, L. and González-Mínguez, J. (2005), Exchange Rate Pass-Through to Import Prices in the Euro Area, Federal Reserv e Bank of New York Staff Paper No. 219. Choudhri, E. and Hakura, D. (2006), Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices: Does the Inflationary Environment Matter?, Journal of International Money and Finance, 25, 614-639. Choudhri, E., Faruqee, H. and Hakura, D. (2002), Exchange Rate Pass-Through in Diffe rent Prices , IMF Working Paper, No. 02/224. Conover, W. (1999), Practical Nonparametric Statistics, Ne w York: John Wiley and Sons. Devereux, M, and Engel, C. (2001), “Endogenous Currency of Price Setting in a Dynamic Open Economy Model”, NBER W orking Paper No. 8559. Devereux, M., Lane, P. and Xu, J. (2006), Exchange Rates and Monetary Policy in Emerging Market Economies, Economic Journal, 116, 478-506. Dornbusch, R. (1987), Exchange Rates and Prices, American Economic Review, 77, 93-106. Fagan, G., Henry, J. and Mestre, R. (2005), An Area-Wide Model (AWM) for the Euro Area, Economic Modelling, 22, 39-59. Favero, C. (2001), Applied Macroeconomics, Oxford: Oxford University Press. Frankel, J ., Pars ley, D. and Wei, S. (2005), Slow Pass -Through Around the World: A New Import for Developing Countries , NBER Work ing Paper No. 11199. Nhóm 10 TCQT Đêm 2-K22 Page 28 Gagnon, J. and Ihrig, J. (2004), Monetary Policy and Exchange Rate Pass-Through, International Journal of Finance and Economics, 9, 315-338. Hahn, E. (2003), Pass -Through of External Shocks to Euro Area Inflation, European Central Bank Work ing Paper No. 243. 18 ECB Working Paper Series No 739 Ihrig, J., Marazzi, M. and Rothenberg, A. (2006), Exchange Rate Pass-Through in the G-7 countries , International Finance Discuss ion Paper No. 851, Federal Reserve Board of Governors. McCarthy, J. (2000), Pass -Through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialised Economies, Federal Reserve Bank of New Yo rk Staff Report No. 111. Marcet, A. (2005), Overdifferencing VAR's is OK, mimeo, Universitat Pompeu Fabra. Marston, R. (1990), Pricing to Market in Japanese Manufacturing, Journal of international Economics, 29, 217-36. Meese, R. and Rogoff, K. (1983), Empirical Exchange Rate Models of the Seventies: Do they Fit Out of Sample?, Journal of International Economics, 14, 345-73. Mihaljek, D. and Klau, M. (2000), A Note on the Pass -Through from Exchange Rate and Foreign Price Changes to Inflation in Selected Emerging Market Economies, BIS Papers, 8, 69-81. Romer, D. (1993), Openness and Inflation: Theory and Evidence, Quarterly Journal of Economics, 4, 869-903. Taylor, J. (2000), Low Inflation, Pass-Through and the Pricing Power of Firms, European Economic Review, 44, 1389-1408.