Đề tài Chính sách vô hiệu hóa, chính sách tiền tệ và hội nhập tài chính toàn cầu

Sự ổn định của hỗn hợp chính sách hiện nay còn phức tạp hơn do mức độ tính toán chi phí - lợi ích của mỗi quốc gia phụ thuộc vào các hành động của các quốc gia khác. Quốc giatheo chiến lược tăng trưởng định hướng xuất khẩu có thể chọn để tham gia vào việc tích lũy dự trữ cạnh tranh để cải thiện và duy trì khả năng cạnh tranh của họ trong việc xuất khẩu sang các nước công nghiệp. Như vậy, ví dụ, miễn là Trung Quốc và các láng giềng Đông Á đang cố gắng để duy trì kh ả năng cạnh tranh trong xuất khẩu sang Hoa Kỳ, các quốc gia này với chi phí vô hiệu hóa thấp hơn. Vì tính sẵn sàng bóp méo hệ th ống tài chính của họ lớn hơn, có thể kết thúc tích trữ ngày càng lớn số tiền dự trữ quốc tế, chiến thắng trong trò chơi tích trữ ít nhất trong ngắn hạn. Người ta có thể cho rằng, sự giải thích này giải thích cho sự gia tăng chưa từng có của Trung Quốc trong dự trữ ngoại hối từ năm 2002, bây giờ lên tới gần 50% GDP, cao hơn mức của các nước châu Á khác (xem Aizenman và Lee, 2008). Tuy nhiên, kết quả này có th ể là mỏng manh nếu nó khiến một quốc gia có tích lũy đến mức mà chi phí vô hiệu hóa vượt quá lợi ích. Những quan sát này là phù hợp với viễn cảnh kinh tế Thế giới (2007), thấy rằng sức chịu đựng của sự gia tăng tỷ giá hối đoái danh nghĩa thông qua can thiệp vô hiệu hóa có thể là không hiệu quả khi sự chảy vào của các dòng vốn liên tục và lớn. Thực vậy, Trung Quốc gần đây tăng chi phí vô hiệu hóa có thể giải thích cho sự suy giảm trong việc vô hiệu hóa và lạm phát đang gia tăng. Phát hiện của chúng tôi về những thay đổi đáng kể nằm trong mức độ vô hiệu hóa bởi các nước thị trường mới nổi là phù hợp với một hình d ạng Trilemma mới, trong đó các nước thị trường mới nổi tham gia vào việc tích lũy dự trữ ngoại hối trong khi tại cùng một thời gian tìm cách duy trì mức độ tự chủ trong chính sách tiền tệ. Điều tra đầy đủ hơn về bản chất của sự thay đổi và mức độ linh hoạt của tỷ giá, hội nhập tài chính và tự chủ về chính sách tiền tệ giữa các nước thị trường mới nổi này được dành cho nghiên cứu sâu hơn.

pdf34 trang | Chia sẻ: lvcdongnoi | Lượt xem: 2251 | Lượt tải: 0download
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Đề tài Chính sách vô hiệu hóa, chính sách tiền tệ và hội nhập tài chính toàn cầu, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
c gia châu Mỹ La Tinh (Argentina, Brazil,và Mexico)9Trường hợp Argentina dòng vốn chảy vào khiêm tốn nổi lên vào 2003 sau hậu quả cuộc khủng hoảng tài chính quốc gia năm 2001-2002; Tuy nhiên, dòng vốn chảy vào không bị vô hiệu hóa một cách rõ ràng cho đến nửa sau năm 2004 khi mà sự thay đổi trong tài sản quốc gia đang nắm giữ của ngân hàng trung ương trở nên bị thâm hụt. Tại Brazil dòng vốn chảy vào bắt đầu gia tăng vào nửa cuối năm 2004, kèm theo sự vô hiệu hóa. Mô hình tương tự tại Mexico về dòng vốn chảy vào và sụt giảm khả năng bù đắp trong tài sản quốc gia tại ngân hàng trung ương xuất hiện vào năm 1996 - hậu quả cuộc khủng hoảng đồng peso vào năm 1994-1995. Ước tính sự phản ứng vô hiệu hóa Chúng tôi quay trở lại những thay đổi ước tính định lượng (quantitatively estimating) trong mức độ vô hiệu hóa.Chúng tôi ước lượng quy mô vô hiệu hóa bằng hồi quy đơn của sự thay đổi của tài sản ngoại tệ ròng trong dự trữ tiền tác động đến thay đổi của tài sản tín dụng nội địa ròng trong dự trữ tiền trong bảng cân đối, mà ở đó sự thay đổi được đo lường qua 4 quý so với nguồn tiền dự trữ đo trước đó 4 quý. Chúng tôi cũng tính luôn tốc độ tăng trưởng GDP danh nghĩa của 4 quý phía bên phải để kiểm soát những biến giải thích khác, Z, điều đó có thể sẽ ảnh hưởng đến cầu tiền.10 7 Một cách cụ thể, chúng ta định nghĩa ∆FRt=(ܵ௅஼/$)௧(ܨܴ$௧ − ܨܴ$௧ିଵ)− (ܨܮ௧ − ܨܮ௧ିଵ), FR$ biểu thị dự trữ ngoại hối bằng USD (IMF dòng 11d), ܵ௅஼/$ là giá đồng nội tệ của USD, FL biểu thị nợ tài chính của ngân hàng trung ương (IMF dòng 16c), và “∆” là chênh lệch thay đổi. Theo đó, chúng ta định nghĩa ∆ܦܥ = ∆ܴܯ − ∆ܨܴ. 8Sự ngoại lệ là thời kỳ 1993 khi Trung Quốc vô hiệu hóa những ảnh hưởng của dự trữ ngoại tệ chảy ra ngoài bằng cách mở rộng dự trữ tiền bằng cách tăng cường nắm giữ tài sản nội địa. 9Kỳ lấy mẫu cho ArgentinaandBrazil bắt đầu 4 quý sau sự thực hiện sửa đổi tiền tệ - quý1 năm 1992 Argentina và quý 2 năm 1995 Brazil. 10 Chúng tôi quy về tăng trưởng GDP theo quý cho các nước trong mẫu của chúng tôi từ trung bình động của chu kỳ năm, hiện tại và những quan sát ở năm tiếp theo. 12 ΔDC/RM-4= α + βΔFR /RM-4+ Z. (1) Chúng tôi ước lượng hệ số vô hiệu hóa, β, với OLS (Ordinary Least Square – Bình phương bé nhất) dùng mẫu rolling của 40 quý.11 Trong những trường hợp này một hệ số đơn vị, nghĩa làβ=- 1, trên biến ΔFR/RM đại diện cho chính sách vô hiệu hóa tiền tệ hoàn toàn của sự thay đổi dự trữ ngoại tệ, trong khi β=0 hàm ý không có sự vô hiệu hóa.Giá trị của hệ số vô hiệu hóa trong khoảng từ (-1:0), -1<β<0 là vô hiệu hóa một phần. Trong mô hình này Z được định nghĩa là tỉ lệ tăng trưởng GDP danh nghĩa. Giả định cầu tiền ổn định, một mô hình sơ đẳng về chính sách tiền tệ đối với cán cân thanh toán ngụ ý rằng sự nới lỏng tín dụng quốc gia (DC) bởi ngân hàng trung ương ứng với tỉ lệ tăng trưởng GDP phù hợp với sự gia tăng cầu tiền mà không cần đến tích lũy dự trữ ngọai tệ. Vì vậy, vô hiệu hóa hoàn toàn (β=-1) chỉ ra rằng ngân hàng trung ương cho phép tín dụng quốc gia (DC)điều chỉnh cho phù hợp với nhu cầu tiền cao hơn hoàn toàn bởi tỉ lệ tăng trưởng GDP, nhưng lại ngăn cản bất kỳ sự nới lỏng tín dụng quốc gia (DC) để tích lũy dự trữ ngoại tệ. Với một giá trị vô hiệu hóa nhỏ hơn -1 có thể đại diện cho chính sách tiền tệ thắt chặt hơn, vì có khả năng lớn liên quan đến lạm phát. Trong trường hợp tích trữ một đơn vị dự trữ ngoại tệ làm giảm tài sản trong nước được nắm giữ bởi ngân hàng trung ương hơn một đơn vị, và do vậy làm giảm cơ sở tiền tệ. Tương tự, với giá trị vô hiệu hóa lớn hơn 0 có thể chỉ ra một chính sách nới lỏng tiền tệ, có khả năng liên quan đến sự sụt giảm tín dụng hoặc lộ ra một cuộc khủng hoảng ngấm ngầm.12 11Chúng tôi bắt đầu với mẫu thời kỳ quý 2 năm 1984 – quý 1 năm 1994, cuốn đến quý 3 năm 1984 - quý 2 năm 1994… và kết thúc với quý 3 năm 1997 – quý 2 năm 2007, phụ thuộc vào dữ liệu có sẵn. 12Chú ý rằng hệ số vô hiệu hóa chỉ là một tham số xác định vị thế của chính sách tiền tệ.Sự hiểu biết đầy đủ hơnvề chính sách tiền tệ yêu cầu thông tin về những thay đổi trong những yêu cầu dự trữ của ngân hàng nhà nước và ngân hàng tư nhân, những hoạt động chiết khấu… 13 Biểu đồ 2: Hệ số vô hiệu hóa từ hồi quy Rolling 40 quý; những quốc gia châu Á và Châu Mỹ La Tinh được chọn Ghi chú: Biểu đồ cho thấy các ước tính hệ số từ hồi quy thay đổi trong tín dụng quốc gia ngân hàng trung ương dựa trên sự thay đổi trong dự trữ ngoại tệ (được xác định như là những thay đổi 4 quý liên quan đến số dư tiền dự trữ 4 quý trước đó) và tăng trưởng GDP danh nghĩa (với dãy sai số chuẩn). Các quan sát hệ số tương ứng với ngày của lịch quý thứ 40 trong thời kỳ mẫu xoay vòng. Biểu đồ 2 cho thấy hệ số vô hiệu hóa từ hồi quy xoay vòng (rolling regressions) dựa trên sự ước lượng định rõ điểm chuẩn (benchmark specification) của chúng ta. Quan sát hệ số tương ứng với ngày của quý thứ 40 trong mỗi mẫu rolling.13 Trong trường hợp của Trung Quốc, quan sát thấy hệ số vô hiệu hóa bắt đầu tăng lên (giá trị tuyệt đối) từ khoảng 0.6 trong năm 2000, theo xu hướng tăng nhanh trong nửa cuối năm 2002, và 13 Những con số báo cáo những dãy sai số tiêu chuẩn, sử dụng những lỗi Newey–West đã điều chỉnh cho sự tương quan theo chuỗi tùy vào 3 quý. 14 tiếp tục tăng trong năm 2006 đạt đỉnh 1.5, đưa ra sự xuất hiện một điểm gãy trong hành vi.14 Biểu đồ cũng chỉ ra sự đảo chiều của hành vi vô hiệu hóa của Trung Quốc bắt đầu vào quý 4 năm 2006. Sự sụt giảm rõ nét của mức độ vô hiệu hóa của Trung Quốc có thể được giải thích do hai khả năng. Thứ nhất, tích lũy dự trữ ngoại tệ của Trung Quốc trong những giai đọan gần đây có thể bị cường điệu hóa đến qui mô mà những con số được báo cáo đã không được điều chỉnh tính đến sự đánh đổi và sự thay đổi của tài sản dự trữ ngoại tệ thành nguồn ngân quỹ dồi dào vô hạn mới của Trung Quốc và Ngân hàng nhà nước.15Thứ hai, Trung Quốc có thể thực sự đạt tới giới hạn quy mô của khả năng vô hiệu hóa dòng ngoại tệ chảy vào ồ ạt. Điểmgãy trong hành vi vô hiệu hóa của Hàn Quốc là rất rõ ràng sau khủng hoảng tài chính 1997-1998, với hệ số vô hiệu hóa tăng từ 0.9 đến hơn 1.0 trong năm 1999. Sự vô hiệu hóa gia tăng bằng một quy mô nhỏ hơn, được quan sát tại Thái Lan và Malaysia, trong khi không có sự thay đổi nào rõ ràng trong trường hợp của Singapore. Đối với Ấn Độ, một sự gia tăng vừa phải của vô hiệu hóa xuất hiện xảy ra vào giữa những năm 1990, sau cuộc khủng hoảng tài chính vào năm 1991, tiếp theo đó là sự gia tăng nhiều hơn sau năm 2002. Để so sánh chúng ta đưa ra kết quả bằng hồi quy rolling cho 3 quốc gia Mỹ La Tinh. Cũng như trước đây, phạm vi mẫu bị giới hạn đến giai đoạn sau sự ổn định của chính sách tiền tệ vào năm 1991 tại Argentina và năm 1994 tại Brazil; trong hai trường hợp này sự gia tăng của vô hiệu hóa được quan sát qua thời kỳ.16Trong trường hợp của Mexico sự vô hiệu hóa gia tăng vừa phải trong năm 1996 và sau đó vào khoảng năm 2005. Trong nghiên cứu của Aizenman và Glick (2008b), chúng tôi khảo sát độ nhạy của kết quả bằng kỹ thuật hồi quy thay thế. Một cách cụ thể, chúng tôi vẽ biểu đồ hệ số hồi quy rolling dựa trên (i)quan sát hàng quý không trùng lặp của những thay đổi trong 1 quý, và (ii) quan sát hàng năm không trùng lặp của những thay đổi trong 4 quý.17 Chúng tôi tìm ra được rằng sự vô hiệu hóa đã gia tăng những lần xuất hiện mạnh mẽ một cách hợp lý. Hồi quy rolling đề xuất rằng sự vô hiệu hóa đã gia tăng tại nhiều quốc gia sau cuộc khủng hoảng Châu Á hoặc tại thời điểm Trung Quốc bắt đầu vô hiệu hóa một cách đáng kể vào 2002. Đế đánh giá phạm vi mà quốc gia nào đang hướng đến mô hình vô hiệu hóa tương tự, chúng tôi làm một phép so sánh chéo cácquốc gia về chính sách vô hiệu hóa qua một thời gian. Biểu đồ 3 báo cáo hệ số biến thiên của hệ số vô hiệu hóa đối với các nước thuộc Châu Á và Mỹ La Tinh cũng như hai khu vực. Chúng tôi gia tăng mẫu của các nước: tại Châu Á mẫu ban đầu vẫn là Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Singapore và Ấn Độ, ngoài ra thêm các nước sau: Indonesia, Pakistan và Philippin.Đối với các nước Châu Mỹ La Tinh, mẫu ban đầu gồm Argentina, Brazil và Mexico, ngoài ra chúng tôi thêm vào các nước sau: Chi Lê, Columbia và Peru.18Quan sát cho thấy rằng hệ số 14 Dữ liệu bảng cân đối ngân hàng trung ương Trung Quốc có sẵn chỉ từ quý 3 năm 1985, hàm ý rằng sự quan sát những thay đổi 4 quý đầu bắt đầu từ quý 2 năm 1986 và thời kỳ mẫu 40 quý đầu trôi qua là quý 2 năm 1986 – quý 1 năm 1996. 15Quỹ của cải không giới hạn của Trung Quốc, Doanh nghiệp đầu tư Trung Quốc không được thiết lập chính thức cho đến nửa sau năm 2007 với sự vốn hóa ban đầu của 200 tỷ dollar ra khỏi tổng nắm giữ dự trữ của Trung Quốc sau đó là của hơn 1.3 ngàn tỷ dollar. Nhưng có những biểu hiện của những thay đổi tài sản ngân hàng trung ương đến cơ quan tiền nhiệm trước của nó, Huijins Investment, và sang những ngân hàng thương mại Trung Quốc trước đó. 16 Ở Argentina, chính sách tiền tệ được ổn định ban đầu với sự chấp nhận của Ủy ban tiền tệ vào quý 1 năm 1991, hàm ý rằng sự quan sát thay đổi 4 quý đầu bắt đầu vào quý 1 năm 1992 và thời kỳ mẫu 40 quý theo đó là quý 1 năm 1992 – quý 4 năm 2001. Ở Brazil, mẫu 40 quý theo đó là quý 2 năm 1995 – quý 1 năm 2005. 17Sự chỉ rõ đầu tiên chúng ta cũng tính đến biến phụ thuộc chậm trễ cũng như 3 biến giả hàng quý như những biến giải thích. Xem Mohanty vàTurner(2006) người đã tận dụng chỉ rõ tương tự; cũng xem Glick và Hutchison(2000) người sủ dụng phương pháp vector điều chỉnh lỗi tự nguyện để ước lượng những động lực vô hiệu hóa. 18Chúng ta tính Argentina và Brazil trong mẫu chỉ 10 năm sau sự thi hành cải cách tiền tệ của họ, quý 1 năm 2002 cho 15 biến thiên về căn bản giảm tại Châu Á qua giai đoạn 2000-2005, sau khi bắt đầu tăng một chút. Tại châu Mỹ La Tinh hệ số biến thiên giảm nhanh bắt đầu vào năm 2000. Kết quả này gợi ý thời điểm gia tăng trong quy mô vô hiệu hóa của các quốc gia có thể có một cách thức giống nhau. Biểu đồ 3.Hệ sốbiến động của hệ số vô hiệu hóa Ghi chú:Các tính toándựa trênhệ số ước lượng từ hồi quy tín dụng quốc nội ròng ngân hàng trung ươngtrên thay đổidự trữngoại tệvà tốc độ tăng trưởng GDPdanh nghĩađối với các nướcởchâuÁ(Trung Quốc, Indonesia, HànQuốc, Malaysia, Pakistan, Philippines, Singapore, Thái Lan) vàChâu Mỹ La Tinh (Argentina, Brazil,Chile,Colombia,Mexico,Peru). Quan sát hệ sốphù hợp vớingàydương lịchcủaquýthứ 40 củathời kỳ mẫu xoay vòng. Phương pháp hồi quy chính thức đánh giá mứcý nghĩa của các điểm gãy tronghành vi vô hiệu hóa được báo cáo trongBảng 1.Chúng tôi có ước lượng đẳng thức(1)cho thời kỳ mẫu đầy đủ cũng như bao gồmsự tác động củaΔFR/RMvới biến số giả DumBreak, được xác định vớimột giá trịduy nhấtcho tất cả cácthờikỳbắtđầuvới ngày xuất hiện điểm gãy(break date)được chỉ rõ của mỗi quốc gia.Chúng tôi nhận biết ngày xuất hiện điểm gãy của mỗi nướcbằngquansátđầu tiên sau khicuộc khủng hoảngchâuÁ1997-1998(sau cuộc khủng hoảngđồng peso1994-1995trong trường hợpcủaMexico), trong đó dự trữ dòng vốn vàodươngvàtài sảnquốc nội ròngđã giảmít nhất2 quý liên tiếp19.Một phương pháp hồi quy khác đượcbáo cáotrongcột(3), kiểm soátmộtcáchriêngbiệthành vi vô hiệu hóa trong thời giangần đâynhấtcủa những dòng dự trữ ngoại tệ đi ra quan trọng, ký hiệu là DumCrisis. Chúngtôibáo cáocảsai số tiêu chuẩnHuber-White(trong ngoặc đơn) vàsai số tiêu chuẩnNewey-West(trong dấu ngoặc vuông). Các sai sốNewey-Westđiều chỉnh chuỗi tương quannối tiếplên đến8 quý, một sự liên quancó thể bởi việc sử dụngnhững quansáttrùng lặp hàng quýcủa sự thay đổi trong 4 quý.20 Ngày xuất hiện điểm gãy và thời kỳ khủng hoảngcho mỗi quốc giađược báo cáoở dưới cùngcủa Bảng 1. Phương pháp luậncủachúngtôixác định ngày xuất hiện điểm gãycủa TrungQuốc là 2002Q2, 1998Q4choHànQuốc, Thái Lan, Malaysia, vàSingapore, và2000Q4cho Ấn Argentina và quý 2 năm 2005 cho Brazil. 19Chúng ta nhận thức những xu hướng tiềm năng hiện có trong việc sử dụng kiến thức chu kỳ để chọn những kỳ đứt quãng. Cho lý do này, chúng ta tránh lựa chọn những chu kỳ đứt gãy một cách thận trọng dựa trên những điểm uốn của đồ thị hồi quy. Chúng ta không cảm thấy rằng những kết luận chung sẽ bị tác động bởi công dụng của những phương pháp chuỗi thời gian phức tạp cho nhận biết những đứt gãy. 20Giả sử độ dài lỗi trung bình động có thể của hai lần con số những tài khoản những quý trùng khớp cho sự tương quan chuỗi có thể không chỉ từ trùng hợp mà từ những nguồn khác (xem Cochrane, 1991). 16 Độ.Ngày xuất hiện điểm gãy riêng từng quốc gia choArgentina,Brazil, vàMexico tương ứng là 2004Q3, 2003Q3, và1996Q4.21 Quan sát thấy rằng các hệ sốtrên dòng vốn dự trữ ngoại tệ ròng đi vào vàthời kỳ tác động thì luôn luôn âmchotất cả các nước, điều này ngụ ý rằng cácdòng vốnđi vào đã đượcvô hiệu hóa bằng cáchgiảmcáctài sản quốc nội của ngân hàng trung ương và sự vô hiêu hóa này gia tăng (tức làthayđổitrong việc nắm giữtàisản là âm nhiềuhơn) sau ngày xuất hiện điểm gãy. Cáchệ sốtrên kỳtác độngcóý nghĩa ở mức10%(bằng cáchsửdụngkiểm định 2 bên) trong tất cả cáctrường hợp(trừ Malaysia). Điều này hỗ trợ vẽ lại những quan sát từ biểu đồ hồiquy mà hành vi vô hiệu hóa đã tăng caotrong những nămgầnđâyđối với các nướcmớinổiở châu Ácũng nhưở châu Mỹ La Tinh. Cũng lưu ý rằng cáchệsốvềtăng trưởngGDPdanh nghĩalàdương, điều này ngụ ý rằngngân hàng trung ươngcungcấpthanhkhoảncho nền kinh tếbằng cách tăng dần các chính sách của mìnhđể phản ứng lạiviệc lớn mạnh phạm vi hoạt động của nền kinh tế.22 21Nên lưu ý rằng chúng ta không tính toán xu hướng (đường chéo/độ dốc) (bias) đồng thời khả thi bởi nhưng những thay đổi dự trữ ngoại hối có thể đáp lại chính sách tiền tệ trong nước nói riêng khi Ngân hàng trung ương can thiệp và tác động đến tỷ giá hối đoái. Tuy nhiên, công việc thời kỳ tìm cách kiểm soát biến nội sinh khả thi của những biến đổi có tính giải thích trong những hồi quy sự vô hiệu hóa xuyên suốt sự ước lượng bằng phương tiện không tìm ra nhiều ảnh hưởng lên độ lớn hệ số và những lỗi chuẩn của chúng ta khi so sánh với OLS (Ouyang). 22Sự bao gồm GDP danh nghĩa diễn tả kỳ đứt gãy không quan trọng trong những trường hợp của TháiLanvàSingapore. 17 Bảng 1: Sự vô hiệu hóa có tăng dần về độ lớntheo thời gian không? ΔDC/RM-4=α+β0ΔFR/RM-4+β1(ΔFR /RM-4) (DumBreak) +β2(ΔFR /RM) (DumCrisis) +β3Δln(GNP) Bảng A. Các nước Châu Á được lựa chọn Biến giải thích Trung Quốc Hàn Quốc Thái Lan (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) ΔFR/RM -0.782 -0.768 -0.827 -0.770 -0.833 -0.744 -0.931 -1.039 -0.929 (0.148)*** (0.096)*** (0.166)*** (0.089)*** (0.046)*** (0.038)*** (0.032)*** (0.034)*** (0.046)*** [0.214]*** [0.141]*** [0.244]*** [0.048]*** [0.066]*** [0.036]*** [0.039]*** [0.034]*** [0.055]*** (ΔFR/RM) (DumBreak) -0.345 -0.301 -0.256 -0.252 -0.132 -0.193 -0.099 -0.034 -0.044 (0.132)** (0.102)*** (0.146)* (0.042)*** (0.057)** (0.047)*** (0.032)*** (0.044) (0.043) [0.171]** [0.152]* [0.221] [0.059]*** [0.078]* [0.043]*** [0.047]** [0.059] [0.068] (ΔFR / RM) (DumCrisis) 0.176 -0.219 -0.127 (0.304) (0.064)*** (0.053)** [0.340] [0.061]*** [0.056]** Δ ln (GNP) 0.889 0.918 1.058 1.198 1.200 0.820 (0.088)*** (0.103)*** (0.324)*** (0.326)*** (0.262)*** (0.282)*** [0.149]*** [0.160]*** [0.299]*** [0.392]*** [0.271]*** [0.344]** H0: β0 = -1 2.183 5.837** 1.083 34.299*** 13.181*** 44.776*** 4.639** 1.319 2.431 H0: β0 + β1= -1 2.194 1.046** 1.223 0.550 1.226 3.892 0.839 0.024 0.659 R bình phương điều chỉnh 0.674 0.837 0.835 0.952 0.957 0.960 0.971 0.978 0.979 Ngày xuất hiện điểm gãy 2002Q2 1998Q4 1998Q4 Thời kỳ khủng hoảng 1992Q3-1993Q3 1997Q1-1998Q3 1997Q1-1998Q3 Thời kỳ mẫu 1986Q2-2007Q2 1985Q1-2007Q2 1985Q1-2007Q2 Số quan sát 85 90 90 18 Bảng 1. Tiếp theo Bảng B. Các nước Châu Á được lựa chọn Biến giải thích Malaysia Singapore Ấn Độ (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) ΔFR/RM -0.858 -0.880 -0.874 -0.935 -0.984 -0.993 -0.822 -0.805 -0.770 (0.140)*** (0.137)*** (0.152)*** (0.018)*** (0.019)*** (0.024)*** (0.108)*** (0.090)*** (0.099)*** [0.195]*** [0.177]*** [0.198]*** [0.016]*** [0.013]*** [0.017]*** [0.189]*** [0.126]*** [0.130]*** (ΔFR/RM) (DumBreak) -0.193 -0.191 -0.196 -0.044 -0.018 -0.014 -0.208 -0.144 -0.169 (0.141) (0.142) (0.153) (0.011)*** (0.011 (0.013) (1.108)* (0.087)* (0.092)* [0.195] [0.180] [0.196] [0.016]*** [0.016] [0.016] [0.192] [0.125] [0.124] (ΔFR / RM) (DumCrisis) -0.077 0.052 -0.363 (0.299) (0.083) (0.181)** [0.295] [0.044] [0.222] Δ ln (GNP) 1.732 1.748 0.567 0.584 0.924 0.919 (0.416)*** (0.442)*** (0.120)*** (0.129)*** (0.152)*** (0.147)*** [0.713]** [0.761]** [0.181]*** [0.182]*** [0.241]*** [0.226]*** H0: β0 = -1 1.036 0.761 0.689 12.596*** 0.767 0.083 2.722 4.744** 5.386*** H0: β0 + β1= -1 3.791 8.940*** 9.081*** 1.888 0.006 0.182 0.837 2.606* 3.231* R bình phương điều chỉnh 0.829 0.851 0.849 0.983 0.986 0.986 0.849 0.892 0.893 Ngày xuất hiện điểm gãy 1998Q4 1998Q4 2000Q4 Thời kỳ khủng hoảng 1997Q3-1998Q3 1997Q4-1998Q3 1990Q4-1991Q4 Thời kỳ mẫu 1985Q1-2007Q2 1985Q1-2007Q2 1985Q1-2006Q4 Số quan sát 90 90 88 19 Bảng C. Các nước Châu Mỹ La Tinh được lựa chọn Biến giải thích Argentina Brazil Mexico (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) ΔFR/RM -0.989 -1.006 -0.783 -0.861 -0.938 -0.569 -0.959 -0.975 -0.934 (0.033)*** (0.030)*** (0.089)*** (0.136)*** (0.135)*** (0.186)*** (0.027)*** (0.018)*** (0.036)*** [0.034]*** [0.020]*** [0.079]*** [0.185]*** [0.185]*** [0.244]** [0.030]*** [0.023]*** [0.042]*** (ΔFR/RM) (DumBreak) -0.019 -0.257 -0.282 -0.419 -0.284 -0.539 -0.233 -0.077 -0.103 (0.102) (0.123)** (0.107)** (0.183)** (0.180) (0.217)** (0.056)*** (0.038)** (0.043)** [0.193] [0.182] [0.179] [0.218]* [0.241] [0.285]* [0.105]** [0.052] [0.060]* (ΔFR / RM) (DumCrisis) -0.262 -0.828 -0.071 (0.102)** (0.246)*** (0.040)* [0.085]*** [0.297]*** [0.046] Δ ln (GNP) 1.272 0.936 0.138 0.131 0.394 0.399 (0.352)*** (0.310)*** (0.021)*** (0.025)*** (0.057)*** (0.061)*** [0.428]*** [0.322]*** [0.024]*** [0.027]*** [0.068]*** [0.069]*** H0: β0 = -1 0.103 0.047 5.756** 1.045 0.213 5.402** 2.360 1.826 3.450* H0: β0 + β1= -1 0.175 5.820** 0.653 4.957** 3.386 0.956 17.411*** 2.518 1.097 R bình phương điều chỉnh 0.949 0.968 0.972 0.591 0.640 0.683 0.958 0.979 0.980 Ngày xuất hiện điểm gãy 2004Q3 2003Q3 1996Q4 Thời kỳ khủng hoảng 2000Q4-2003Q1 1998Q3-1999Q4 1994Q2-1995Q4 Thời kỳ mẫu 1992Q1-2007Q2 1995Q2-2007Q2 1985Q1-2007Q2 Số quan sát 62 49 90 Ghi chú: Bảngbáo cáo hệ số hồi quy tín dụng quốc nội ròng ngân hàng trung ương trên dự trữngoại tệròng, được đo lường những thayđổitrong 4 quý, chiếm tỷ lệ trong số dư tiền dự trữ 4 quý trước đó(RM).Δln(GNP)làsự thay đổi 4 quý tính theo phần trăm trongGDP danh nghĩa, DumBreaklà biến giả chỉ điểm gãy trong hành vi vô hiệu hóa, vàDumCrisislà một biến giả biểuthị thời kỳ gần nhất của các dòng vốn đảo chiều từ dự trữ ngoại tệ. Sai số chuẩn Huber-Whitetrong ngoặc đơn,Sai số chuẩn Newey-West điều chỉnhtương quanchuỗi nối tiếplên đến 8 quý trong dấu ngoặcvuông. Sử dụng thống kêFđể kiểm địnhHo.Mức ý nghĩa tại 1%, 5%, 10% được chỉ định tương ứng bởi***, **,*,sửdụngphép thửhai phía.Hằng số không được báocáo. 20 Để giải quyết sự liên quan về những ảnh hưởng của chuỗi tương quan được kết luận bởi việc sử dụng những thay đổi trùng lắp trong 4 quý của chúng tôi, theo nghiên cứu của Aizenman và Glick (2008b, bảng 1b) chúng tôi báo cáo kết quả dựa trên những quan sát hàng năm không trùng lắp của những thay đổi 4 quý. Bởi vì sụt giảm nghiêm trọngvề mức độ tự do bằng cách sử dụngdữliệukhông trùng lắp vàcóthểmất khả năng trong việc phát hiệnđiểm gãy, chúng tôi báocáomứcý nghĩa cho các kỳ tác động dựa trênphép kiểm định hai phía về giả thuyết 0 rằng hành vi vô hiệu hóa (như trước đó), cũng như với kiểm định một phía về giả thuyết 0 thì hành vi vô hiệu hóa đã tăng lên (nghĩa là hệ số đã âm nhiều hơn) sau điểm gãy. Chắc chắn rằng, kết quả của chúng tôi đã không thay đổi một cách thiết yếu. Tất cả các quốc gia cho thấybằngchứngcủa vô hiệu hóa gia tăng theo thời gian, nóichungcó ý nghĩathống kê. Sự vô hiệu hóa và lạm phát Bảng 2đưa ra những ảnh hưởng của lạm phát từ thay đổi GDP thực dựa trên cơ sở quản lý việc nắm giữ tài sản quốc gia của ngân hàng trung ương. Nó cũng xem xét mức độ phản ứng đối với lạm phát đã thay đổi theo thời gian và cho dù bất kỳ sự thay đổi trong phản ứng này đã ảnh hưởng đến việc vô hiệu hóa các dòng vốn vào dự trữ ngoại tệ. Quan sát trong cột (1) và (2) thấy rằng hệ số về lạm phát và tăng trưởng GDP thực nhìn chung là dương và có ý nghĩa, nhất quán với dấu dương của GDP danh nghĩa được quan sát trước đó (các trường hợp ngoại lệ là các hệ số âm trong GDP thực đối với Hàn Quốc và Thái Lan, mặc dù chúng không có ý nghĩa). Cũng lưu ý rằng tầm quan trọng của hệ số tài sản ngoại tệ ròng tương tácvới điểm gãy giả của chúng tôi là nhỏ hơn (về giá trị tuyệt đối) và một số trường hợp có ý nghĩa ít hơn so với báo cáo trong bảng 1.Cột (3) bao gồm một biến tương tác liên quan đến tỷ lệ lạm phát với những biến giả về ngày xuất hiện điểm gãy giả. Đối với một số nước - đặc biệt là Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Singapore, Argentina và Brazil – hệ số trong biến này thì âm, đề nghị một sự gia tăng trong việc quản lý tiền tệ chống lạm phát của ngân hàng trung ương trong những năm gần đây (mặc dù hệ số này không có ý nghĩa đối với Hàn Quốc và Singapore). Cũng cần lưu ý rằng chúng tôi vẫn tìm thấy một sự gia tăng trong phản ứng vô hiệu hóa ở hầu hết các quốc gia, được chỉ ra bởi hệ số âm trong biến tương tác với các dòng vốn vào dự trữ ngoại tệ (ngoại trừ Malaysia, Argentina và Brazil).23Vì vậy, kết quả của chúng tôi cho rằng các nước đang phát triển đã tăng mức độ vô hiệu hóa trong những năm gần đây xuất hiện mạnh mẽ để cho phép đối phó trực tiếp với những áp lực lạm phát. 23 Vô hiệu hóa tăng lên thì quan trọng cho cả Argentina and Brazil ở bảng 1, nơi mà chúng ta đã kiểm soát được những yếu tố quyết định của chính sách tiền tệ trong nước với GDP danh nghĩa, nhưng không cho phép bất cứ sự đứt gãy nào trong sự phản ứng việc thay đổi này. Rõ ràng, cho phép sự đứt gãy trong việc đối phó với lạm phát, như ở cột (3) trong Bảng 2, ngầm những tác động của sự đứt quãng trong hành vi vô hiệu hóa. Kết quả trong Bảng 2 cho Argentina là đặc biệt mơ hồ khi hệ số trên kỳ ảnh hưởng lẫn nhau với những dòng tiền đảo ngược là quan trọng và chủ động; trong trường hợp này hệ số trên kỳ lạm phát tác động lẫn nhau thì không thường xuyên lớn (trong giá trị tuyệt đối) cũng như quan trọng. 21 Bảng 2: Sự vô hiệu hóa có phụ thuộc vào lạm phát? ΔDC /RM-4=α+β0ΔFR /RM-4+β1(ΔFR /RM-4) (DumBreak) +β2 Δln(INFL) + β3 Δln(INFL) (DumBreak) + β4 Δln(RGNP) Bảng A. Các nước Châu Á được lựa chọn Biến giải thích Trung Quốc Hàn Quốc Thái Lan (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) ΔFR/RM -0.786 -0.778 -0.778 -0.767 -0.758 -0.760 -0.925 -0.930 -0.936 (0.130)*** (0.122)*** (0.123)*** (0.035)*** (0.038)*** (0.039)*** (0.031)*** (0.030)*** (0.029)*** [0.114]*** [0.116]*** [0.117]*** [0.038]*** [0.039]*** [0.040]*** [0.019]*** [0.019]*** [0.019]*** (ΔFR/RM)(DumBreak) -0.176 -0.191 -0.214 -0.216 -0.223 -0.215 -0.069 -0.066 -0.080 (0.126) (0.117) (0.123)* (0.045)*** (0.046)*** (0.052)*** (0.042) (0.042) (0.044) [0.115] [0.119] [0.143] [0.045]*** [0.046]*** [0.053]*** [0.038]* [0.038]* [0.038] Δln(INFL) 0.816 0.795 0.791 1.790 1.631 1.644 1.051 1.145 1.176 (0.117)*** (0.108)*** (0.109)*** (0.705)** (0.717)** (0.711)** (0.644) (0.684)* (0.719) [0.107]*** [0.116]*** [0.118]*** [0.678]*** [0.698]** [0.703]** [0.454]** [0.465]** [0.446]*** Δ ln(INFL)(DumBreak) 0.350 -0.324 -1.687 (0.597) (1.057) (0.604)*** [1.150] [1.116] [0.577]*** Δ ln(RGNP) 0.180 0.181 -0.813 -0.741 -0.385 -0.240 (0.453) (0.455) (0.685) (0.711) (0.380) (0.389) [0.383] [0.385] [0.837] [0.878] [0.403] [0.389] H0: β0 = -1 2.710* 3.314* 3.274* 45.496*** 39.800*** 38.146*** 5.946** 5.345** 4.712** H0: β0 + β1= -1 0.264 0.188 0.009 0.241 0.295 0.433 0.019 0.011 0.898 R bình phương điều chỉnh 0.804 0.802 0.799 0.955 0.955 0.954 0.972 0.972 0.975 Ngày xuất hiện điểm gãy 2002Q2 1998Q4 1998Q4 Thời kỳ mẫu 1987Q1–2007Q2 1985Q1–2007Q2 1985Q1–2007Q2 Số quan sát 82 90 90 22 Bảng 2. Tiếp theo Bảng B. Các nước Châu Á được lựa chọn Biến giải thích Malaysia Singapore Ấn Độ (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) ΔFR/RM -0.861 -0.930 -0.961 -0.959 -0.977 -0.978 -0.816 -0.751 -0.733 (0.135)*** (0.141)*** (0.137)*** (0.019)*** (0.020)*** (0.018)*** (0.102)*** (0.086)*** (0.087)*** [0.082]*** [0.084]*** [0.080]*** [0.018]*** [0.019]*** [0.020]*** [0.080]*** [0.071]*** [0.071]*** (ΔFR/RM)(DumBreak) -0.183 -0.082 0.039 -0.025 -0.022 -0.021 -0.152 -0.200 -0.314 (0.134) (0.147) (0.138) (0.014)* (0.013)* (0.019) (0.098) (0.081)** (0.098)*** [0.091]** [0.097] [0.099] [0.019] [0.018] [0.023] [0.088]* [0.078]** [0.101]*** Δln(INFL) 2.719 4.623 5.152 1.274 0.534 0.562 0.462 0.422 0.486 (2.438) (1.795)** (1.690)*** (0.620)** (0.673) (0.497) (0.214)** (0.169)** (0.171)*** [1.875] [1.975]** [1.875]*** [0.606]** [0.640] [0.739] [0.220]** [0.194]** [0.195]** Δ ln(INFL)(DumBreak) -7.550 -0.104 0.854 (2.551)*** (1.995) (0.445)* [2.280]*** [1.313] [0.492]* Δ ln(RGNP) 2.395 1.783 0.691 0.688 0.596 0.629 (1.029)** (1.168) (0.225)*** (0.229)*** (0.098)*** (0.108)*** [0.961]** [0.928]* [0.246]*** [0.250]*** [0.119]*** [0.119]*** H0: β0 = -1 1.049 0.244 0.083 4.518** 1.281 1.476 3.266 8.403*** 9.423*** H0: β0 + β1= -1 3.406* 0.175 5.859** 1.256 0.001 0.003 0.545 1.397 0.696 R bình phương điều chỉnh 0.831 0.840 0.857 0.984 0.985 0.985 0.855 0.888 0.890 Ngày xuất hiện điểm gãy 1998Q4 1998Q4 2000Q4 Thời kỳ mẫu 1985Q1–2007Q2 1985Q1–2007Q2 1985Q1–2006Q4 Số quan sát 90 90 88 23 Bảng C. Các nước Châu Mỹ La Tinh được lựa chọn Biến giải thích Argentina Brazil Mexico (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) ΔFR/RM -0.956 -1.032 -1.040 -0.932 -0.690 -0.736 -0.975 -0.975 -0.976 (0.040)*** (0.054)*** (0.055)*** (0.164)*** (0.165)*** (0.171)*** (0.019)*** (0.019)*** (0.019)*** [0.026]*** [0.042]*** [0.041]*** [0.167]*** [0.167]*** [0.164]*** [0.017]*** [0.017]*** [0.016]*** (ΔFR/RM)(DumBreak) -0.145 -0.262 0.837 -0.285 -0.130 0.044 -0.067 -0.059 -0.174 (0.097) (0.113)** (0.345)** (0.246) (0.216) (0.227) (0.040)* (0.050) (0.063)*** [0.125] [0.131]* [0.679] [0.281] [0.258] [0.268] [0.048] [0.050] [0.064]*** Δln(INFL) 1.713 1.377 1.352 0.603 1.077 1.017 0.561 0.566 0.582 (0.275)*** (0.334)*** (0.338)*** (0.875) (0.904) (-0.838) (0.079)*** (0.081)*** (0.081)*** [0.329]*** [0.350]*** [0.345]*** [0.524] [0.494]** [0.481]** [0.055]*** [0.056]*** [0.054]*** Δ ln(INFL)(DumBreak) -7.488 -2.448 0.862 (2.415)*** (0.937)** (0.399)** [4.540] [1.309]* [0.313]*** Δ ln(RGNP) 2.184 2.434 -13.796 -11.265 0.208 0.456 (1.031)** (1.052)** (3.838)*** (4.258)** (0.488) (0.448) [0.958]** [0.956]** [4.124]*** [4.233]** [0.368] [0.365] H0: β0 = -1 1.201 0.343 0.534 0.172 3.525 2.398 1.677 1.785 1.594 H0: β0 + β1= -1 1.366 5.071** 5.570** 2.152 1.857 4.740* 1.471 0.567 6.293** R bình phương điều chỉnh 0.965 0.967 0.968 0.593 0.669 0.686 0.981 0.980 0.982 Ngày xuất hiện điểm gãy 2004Q3 2003Q3 1996Q4 Thời kỳ mẫu 1992Q1–2007Q2 1995Q2–2007Q2 1985Q1–2007Q2 Số quan sát 62 49 90 Ghi chú: Bảng báo cáo các hệ số hồi quy về tín dụng quốc gia ròng của ngân hàng trung ương so với dự trữ ngoại hối, được đo lường bằng những thay đổi 4 quý, chiếm tỷ lệ trong số dư tiền dự trữ 4 quý trước đó(RM). Δln(INFL) là phần trăm thay đổi 4 quý của chỉ số CPI, Δln(RGNP) là sự thay đổi 4 quý của GDP thực, và DumBreak là một biến giả biểu hiện điểm gãy trong hành vi vô hiệu hóa. Hằng số không được báo cáo.Sai số tiêu chuẩn Huber – White trong ngoặc đơn; sai số tiêu chuẩn Newey – West điều chỉnh tương quan chuỗi lên đến 8 quý trong ngoặc vuông.Mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% thể hiện tương ứng ***, **, *. 24 Sự vô hiệu hóa và thành phần của dòng vốn vào cán cân thanh toán Có phải phản ứng vô hiệu hóa đối với các dòng vốn vào dự trữ khác nhau theo nguồn gốc của dòng vốn vào không? Đó là, có phải ngân hàng trung ương trong phạm vi quản lý việc nắm giữ tài sản quốc gia phụ thuộc vào việc liệu rằng dòng vốn vào dự trữ có được kết hợp với dòng tiền “lạnh” như FDI, hoặc dòng tiền vào “nóng” kết hợp với những thành phần khác của cán cân thanh toán hay không? Bảng 3 báo cáo kết quả ước lượng phản ứng vô hiệu hóa của ngân hàng trung ương đối với dòng vốn vào dự trữ đến từ thặng dư tài khoản vãng lai, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài, hoặc dòng vốn không trực tiếp (non- FDI).24Chúng tôi cũng điều tra xem liệu rằng những phản ứng này có khác nhau tại cùng một thời điểm như ngày xuất hiện điểm gãy của hành vi vô hiệu hóa được xác định trước đó. Nhất quán với phân tích hồi quy trước đó, chúng tôi đo lường các biến về sự thay đổi trong 4 quý, chiếm tỷ lệ trong số dư tiền dự trữ bị chậm trễ.25 Như trình bày trong cột (2) của bảng 3, phản ứng vô hiệu hóa đối với đầu tư trực tiếp nước ngoài thì thấp hơn (giá trị tuyệt đối, nghĩa là |β1| < |β0|, |β1| < |β2|) ở một số nước, bao gồm Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, và Singapore, cũng như Brazil và Mexico (sau này trong trường hợp phản ứng liên quan đến tài khoản vãng lai). Những điểm khác biệt đó là đáng kể ở Trung Quốc (liên quan đến dòng vốn không trực tiếp), Thái Lan (liên quan đến thặng dư tài khoản vãng lai), Malaysia, Singapore (liên quan đến tài khoản vãng lai), và Brazil. Cột (3) của bảng 3 tương tác thành phần cán cân thanh toán riêng lẻ với điểm gãy giả của chúng tôi để phát hiện ra yếu tố nhạy cảm nhiều hay ít hơn so với những thành phần này trong những năm gần đây. Phù hợp với những phát hiện của chúng tôi trong Bảng 1, chúng tôi tìm thấy sự nhạy cảm mạnh hơn (những giá trị hệ số âm nhiều hơn) trong các trường hợp của Trung Quốc, Thái Lan, Malaysia (mặc dù không phải cán cân tài khoản vãng lai ở Malaysia), và Ấn Độ (mặc dù không có sự phản ứng đối với dòng FDI, nơi mà các phản ứng đã giảm đáng kể). Tóm tắt bằng chứng thực nghiệm của chúng tôi về chính sách vô hiệu hóa: Mức độ vô hiệu hóa các dòng vốn vào dự trữ ngoại tệ đã tăng lên trong những năm gần đây để thay đổi mức độ ở Châu Á cũng như các nước Mỹ La Tinh. Điều này là phù hợp với mối quan tâm lớn về tác động của lạm phát tiềm năng lên dòng vốn vào dự trữ. Chính sách vô hiệu hóa phụ thuộc vào thành phần các dòng vào của cán cân thanh toán, tức là đối với một số quốc gia phản ứng để dòng vốn vào trực tiếp nước ngoài thấp hơn so với thặng dư tài khoản vãng lai hay dòng vốn vào đầu tư không phải FDI. Điều này phù hợp với quan điểm cho rằng những quốc gia ít quan tâm về tác động của chính sách tiền tệ đến dòng vốn đầu tư trực tiếp. 24 Nếu ngân hàng trung ương không nhạy với bất kỳ mối quan tâm về những độ lớn liên quan của những yếu tố khác nhau của cân bằng thanh toán sẽ mong muốn rằng những hệ số hồi quy hợp lý sẽ không quan trọng. Thảo luận về những rủi ro của hướng tăng trưởng đến “dòng tiền nóng” đề xuất rằng ngân hàng trung ương có thể thực sự điều chỉnh chính sách của nó để phản ánh mối quan tâm lớn hơn về “dòng tiền nóng” hơn là dòng FDI. 25 Dữ liệu hàng quý trên cân đối được cho là dollar của dòng thanh toán được chuyển sang mục tiền tệ nội địa sử dụng giá đồng tiền nội tệ trung bình của dollar cho mỗi quý. 25 Bảng 3: Có phải chính sách vô hiệu hóa phụ thuộc vào thành phần của cán cân thanh toán? DC/RMିସ = ߙ + ߚ଴∑ ܥܣି௞ସ௞ୀଵ /RMିସ + ߚଵ∑ ܰܨܦିܫ ௞ସ௞ୀଵ /RMିସ + ߚଶ∑ ݊݋݊ −ܰܨܦିܫ ௞ସ௞ୀଵ /RMିସ + ߚଷ∆݈݊(ܩܰܲ) ++ߚ଴ᇱ (∑ ܥܣି௞ସ௞ୀଵ /RMିସ)(dumbreak) + ߚଵ ᇱ (∑ ܰܨܦିܫ ௞ସ௞ୀଵ /RMିସ)(dumbreak) + + ߚଶᇱ (∑ ݊݋݊ −ܰܨܦିܫ ௞ସ௞ୀଵ /RMିସ)(dumbreak) Bảng A. Các nước Châu Á được lựa chọn Biến giải thích Trung Quốc Hàn Quốc Thái Lan (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) ܥܣି௞/RMସ -1.728 -1.416 -0.798 -0.881 -0.867 -0.887 -1.482 -1.434 -1.011 (0.160)*** (0.106)*** (0.194)*** (0.058)*** (0.067)*** (0.112)*** (0.186)*** (0.204)*** (0.309)*** [0.312]*** [0.174]*** [0.274]*** [0.063]*** [0.083]*** [0.122]*** [0.328]*** [0.344]*** [0.525]* ܰܨܦܫି௞/RM -0.173 -1.098 -0.924 -0.806 -0.759 -1.052 -0.963 -0.938 -0.744 (0.207) (0.251)*** (0.246)*** (0.326)** (0.333)** (0.561)* (0.221)*** (0.216)*** (0.266)*** [0.424] [0.512]** [0.415]** [0.409]* [0.411]* [0.715] [0.376]** [0.349]*** [0.458] ݊݋݊ −ܰܨܦିܫ ௞/RM -0.572 -0.572 -0.931 -1.052 -1.037 -1.087 -1.260 -1.188 -1.188 (0.228)** (0.207)*** (0.321)*** (0.074)*** (0.088)*** (0.088)*** (0.121)*** (0.150)*** (0.220)*** [0.464] [0.350]*** [0.598] [0.112]*** [0.139]*** [0.214]*** [0.200]*** [0.225]*** [0.346]*** Δ ln(GDP) 1.241 1.241 0.510 0.693 -0.860 -2.340 (0.155)*** (0.184)*** (0.607) (0.617) (0.683) (0.998)** [0.272]*** [0.290]*** [0.868] [0.888] [0.150]*** [0.157]*** ܥܣି௞/RMସ(DumBreak) -0.438 0.004 -1.216 (0.239)* (0.106) (0.472)** [0.276] [0.112] [0.764] ܨܦܫି௞/RM(DumBreak) -0.859 0.335 -0.359 (0.319)*** (0.734) (0.269) [0.324]*** [0.916] [0.435] ݊݋݊ − ܨܦିܫ ௞/RM(DumBreak) -0.329 0.185 -0.655 (0.487) (0.162) (0.302)** [0.611] [0.232] [0.445] ܪ଴:|ߚଵ| 0.043 0.087 > 2.918** 2.614* 1.035 ܪ଴: |ߚଵାߚଵᇱ| 0.134 10.471*** ܪ଴:|ߚଵ| < |ߚଶ| 2.097* 5.372** 0.001 0.459 0.562 0.004 1.577 1.001 0.835 ܪ଴: |ߚଵାߚଵᇱ| 0.001 3.445** R bình phương điều chỉnh 0.558 0.742 0.787 0.837 0.837 0.835 0.743 0.743 0.773 Ngày xuất hiện điểm gãy 2002Q2 1998Q4 1998Q4 Thời kỳ mẫu 1987Q1–2007Q2 1985Q1–2007Q2 1985Q1–2007Q2 Số quan sát 82 90 90 26 Bảng B. Các nước Châu Á được lựa chọn Biến giải thích Malaysia Singapore Ấn Độ (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) ܥܣି௞/RMସ -0.968 -0.973 -1.060 -1.120 -0.872 -0.807 -1.152 -1.109 -0.799 (0.065)*** (0.077)*** (0.350)*** (0.184)*** (0.191)*** (0.342)** (0.056)*** (0.058)*** (0.114)*** [0.106]*** [0.132]*** [0.455]** [0.232]*** [0.245]*** [0.418]* [0.080]*** [0.084]*** [0.107]*** ܰܨܦܫି௞/RM -0.227 -0.268 -0.131 -0.882 -0.510 -0.985 -1.531 -1.332 -1.856 (0.268) (0.352) (0.444) (0.174)*** (0.186)*** (0.354)*** (0.226)*** (0.241)*** (0.260)*** [0.435] [0.638] [0.787] [0.136]*** [0.148]*** [0.307]*** [0.267]*** [0.275]*** [0.294]*** ݊݋݊ −ܰܨܦିܫ ௞/RM -1.139 -1.137 -1.092 -0.837 -0.532 -0.897 -0.721 -0.796 -0.742 (0.071)*** (0.073)*** (0.467)** (0.153)*** (0.184)*** (0.339)** (0.100)*** (0.096)*** (0.152)*** [0.078]*** [0.079]*** [0.512]** [0.128]*** [0.184]*** [0.256]*** [0.119]*** [0.108]*** [0.199]*** Δ ln(GDP) 0.183 0.020 -3.585 -3.598 0.420 0.458 (0.683) (0.998)** (1.463)** (1.769)** (0.125)*** (0.129)*** [1.234] [1.605] [1.778]* [2.452] [0.150]*** [0.157]*** ܥܣି௞/RMସ(DumBreak) 0.260 0.031 -0.581 (0.388) (0.296) (0.161)*** [0.442] [0.170] [0.151]*** ܨܦܫି௞/RM(DumBreak) -1.461 0.568 0.787 (0.546)*** (0.389) (0.384)** [0.818]* [0.223]** [0.284]***  ݊݋݊ − ܨܦܫି௞/RM(DumBreak) -0.118 0.421 -0.340 (0.497) (0.361) (0.141)** [0.547] [0.138]*** [0.121]*** ܪ଴:|ߚଵ| 2.698* > > > > ܪ଴: |ߚଵାߚଵᇱ| < |ߚ଴ାߚ଴ᇱ | 2.839** 1.891* 0.413 ܪ଴:|ߚଵ| > > > ܪ଴: |ߚଵାߚଵᇱ| < |ߚଶାߚଶᇱ | 0.691 0.112 0.001 R bình phương điều chỉnh 0.627 0.623 0.635 0.508 0.528 0.548 0.892 0.897 0.912 Ngày xuất hiện điểm gãy 1998Q4 1998Q4 2000Q4 Thời kỳ mẫu 1985Q1–2006Q4 1995Q4–2006Q4 1985Q1–2006Q4 Số quan sát 88 45 88 27 Bảng 3. Tiếp theo Bảng C. Các nước Châu Mỹ La Tinh được lựa chọn Biến giải thích Argentina Brazil Mexico (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) ܥܣି௞/RMସ -1.590 -1.431 -1.765 -1.435 -1.386 -2.292 -0.928 -0.963 -0.858 (0.421)*** (0.452)*** (0.766)** (0.165)*** (0.214)*** (0.439)*** (0.176)*** (0.171)*** (0.275)*** [0.678]** [0.718]* [1.254] [0.140]*** [0.206]*** [0.595]*** [0.196]*** [0.192]*** [0.245]***  ܰܨܦିܫ ௞/RM -1.565 -1.567 -1.779 -0.375 -0.270 -0.626 -0.885 -0.791 -0.430 (0.393)*** (0.396)*** (0.502)*** (0.395) (0.501) (0.587) (0.168)*** (0.183)*** (0.515) [0.560]*** [0.561]*** [0.719]** [0.322] [0.466] [0.702] [0.188]*** [0.210]*** [0.351]  ݊݋݊ − ܰܨܦିܫ ௞/RM -1.319 -1.265 -1.448 -0.887 -0.867 -1.133 -0.800 -0.786 -0.768 (0.287)*** (0.292)*** (0.426)*** (0.138)*** (0.154)*** (0.172)*** (0.115)*** (0.116)*** (0.153)*** [0.453]*** [0.463]*** [0.688]** [0.131]*** [0.134]*** [0.192]*** [0.107]*** [0.107]*** [0.123]*** Δ ln(GDP) -0.938 -0.747 0.021 -0.030 0.255 0.057 (0.564) (0.490) (0.036) (0.043) (0.204) (0.269) [0.549]* [0.538] [0.039] [0.053] [0.244] [0.292] ܥܣି௞/RMସ(DumBreak) 2.070 3.110 0.083 (1.160)* (0.648)*** (0.321) [1.717] [0.960]*** [0.322] ܨܦܫି௞/RM(DumBreak) -1.936 -0.280 -0.406 (1.405) (0.693) (0.544) [1.428] [0.759] [0.424]  ݊݋݊ − ܨܦܫି௞/RM(DumBreak) 0.937 0.494 0.230 (0.480)* (0.315) (0.173) [0.673] [0.300] [0.125]* ܪ଴:|ߚଵ| > > 11.547*** 9.627*** 27.678*** 0.098 1.445 1.572 ܪ଴: |ߚଵାߚଵᇱ| > > ܪ଴:|ߚଵ| > > 2.078* 1.905* 1.123 > > 0.608 ܪ଴: |ߚଵାߚଵᇱ| > > R bình phương điều chỉnh 0.508 0.508 0.530 0.670 0.663 0.724 0.685 0.687 0.699 Ngày xuất hiện điểm gãy 2004Q3 2003Q3 1996Q4 Thời kỳ mẫu 1992Q1–2007Q1 1995Q2–2006Q4 1985Q1–2007Q2 Số quan sát 61 47 90 Ghi chú: Bảng báo cáo những hệ số hồi quy của tín dụng quốc nội ròng của ngân hàng trung ương về thặng dư tài khoản vãng lai dồn tích 4 quý (CA), dòng vốn đầu tư gián tiếp ròng (NFDI), và dòng vốn đâu tư ngoài NFDI (non – NFDI) được thể hiện bằng nội tệ, tất cả tính trên tỷ lệ số dư tiền dự trữ bị trì hoãn (RM).  ln(GNP) là phần trăm thay đổi GNP danh nghĩa trong 4 quý và Dumbreak là 1 biến giả biểu thị điểm gãy trong chính sách vô hiệu hóa. Sai sốtiêu chuẩn Hube – White trong ngoặc đơn;Sai sốtiêu chuẩn Newey – West được điều chỉnh trong tương quan chuỗi lên đến 8 quý trong dấu ngoặc vuông. Thống kê F cho kiểm định giả thuyết bất đẳng thức Ho, với kết quả kiểm định mức ý nghĩa 1 phía; kết quả không được thể hiện khi (giá trị tuyệt đối của) hệsố trêndòng vốn FDI vượt quá hệ số trên thặng dư tài khoản vãng lai hoặc dòng vốn không phải FDI, được thể hiện bởi “>”. Hằng số không được thể hiện. Mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% được chỉ định tương ứng bởi ***,**,*. 28 2. Chi phí, lợi ích và khả năng chịu đựng của chính sách vô hiệu hóa Sự phát triển hội nhập tài chính là một kết quả không thể tránh khỏi của hội nhập thương mại sâu hơn của các nước đang phát triển.Một sản phẩm phụ của sự phát triển hội nhập tài chính là việc dễ rơi vào tình trạng bất ổn tài chính hơn. Những lo ngại về bất ổn tiền tệ và bất ổn về tài chính đã làm tăng tính bổ trợ giữa phạm vi dự trữ và vô hiệu hoá: Phạm vi mà từng quốc gia có thể tiếp tục dự trữ tích lũy và vô hiệu hóa và sự ổn định của hỗn hợp chính sách này phụ thuộc vào những lợi ích và chi phí liên quan. Khi việc cung cấp dịch vụ hữu ích, việc quản lý dự trữ quốc tế là vấn đề bị hạn chế nghiêm trọng. Đầu tiên, có chi phí cơ hội trực tiếp của dự trữ liên quan đến năng suất biên của nguồn vốn công (public capital) và /hoặc chi phí vay bên ngoài. Thứ hai, sự vô hiệu hóa có chi phí tài chính kết hợp với sự khác biệt giữa, một mặt, sự hoàn trả của nợ ngân hàng trung ương đã ban hành để vô hiệu hóa tính thanh khoản trong nước (hoặc chi phí cơ hội từ việc bỏ qua khoản lợi từ tài sản trong nước, chẳng hạn như trái phiếu chính phủ, bán cho khu vực tư), và mặt khác, sự hoàn lại từ tài sản dự trữ ngoại tệ. Biểu đồ 4a biểu thị các chi phí tài chính của chính sách vô hiệu hóa trong trường hợp của Trung Quốc, được đưa ra bởi sự khác biệt giữa lãi suất tín phiếu 1 năm của Ngân hàng nhân dân của Trung Quốc (People’s Bank ofChina) và của Bộ Tài chính Mỹ (US Treasury) (khoảng rộng là sự khác biệt giữa hai đường vẽ biểu đồ).26Quan sát cho thấy khoảng rộng lãi suất thì rõ ràng nhưng thu hẹp lại trong năm 2003 và 2004, và thực sự chuyển sang khác biệt trong năm 2005, ám chỉ Trung Quốc sau đó đã kiếm tiền trên số dư từ hoạt động vô hiệu hóa. Thu hẹp sự khác biệt này trong những quý gần đây (một lần nữa nó thực sự không có sự khác biệt trong tháng 12 năm 2007), tuy nhiên, ngụ ý rằng chi phí vô hiệu hóa của Trung Quốc đã được tăng lên.Biểu đồ 4b cho thấy sự thay đổi trong chênh lệch lãi suất cho năm quốc gia châu Á tại thời điểm tháng 6 năm 2004 và tháng 05 năm 2007, cho thấy rằng chi phí vô hiệu hóa gia tăng ở tất cả các quốc gia này. Chính sách vô hiệu hóa và tích lũy dự trữ quốc tế cũng liên quan đến chi phí rủi ro đạo đức (moral hazard) vi mô và vĩ mô. Rủi ro đạo đức vĩ mô phát sinh khi tích lũy dự trữ khuyến khích chi tiêu cơ hội trong chế độ đặc trưng bởi sự bất ổn định chính trị và giám sát hạn chế (xem Aizenman và Marion, năm 2004, người chỉ ra rằng các nước đặc trưng bởi sự bất ổn định chính trị và phân cực lựa chọn dự trữ quốc tế ít hơn). Rủi ro đạo đức vi mô phát sinh khi tích lũy dự trữ trợ cấp rủi ro (xem Levy- 796 Joshua Aizenman và Reuven Glick). Yeyati, năm 2008, kêu gọi nới lỏng các yêu cầu dự trữ thanh khoản tại các ngân hàng cũng như phá bỏ điều khoản có thể chuyển đổi thanh toán trước đây).Cuối cùng, tích lũy dự trữ và vô hiệu hóa có thể khuyến khích sự bóp méo khu vực tài chính.Ví dụ, sử dụng các công cụ phi thị trường nhiều hơn (chẳng hạn như yêu cầu dự trữ, kiểm soát tín dụng trực tiếp) có thể cản trở sự phát triển của thị trường trái phiếu doanh nghiệp và thay đổi hành vi của các ngân hàng.Nó cũng có thể cản trở sự phát triển tài chính bằng cách phân chia các thị trường nợ công thông qua phát hành các bảo lãnh của các nghĩa vụ nợ ngân hàng trung ương thay vì phát hành các chứng khoán Kho bạc.27 26Chú ý rằng sự ủy quyền này lờ đi những tác động giá trị đối ngược từ sự gia tăng giá trị tiếp diễn của đồng Yuan và những đồng tiền khác của châu Á 27Những hành động vô hiệu hóa ở dạng này cũng có giá.Ví dụ, hành động yêu cầu dự trữ giống như thuế lên ngân hàng làm giảm trung gian tài chính và đè lên hình thức trấn áp hệ thống tài chính. 29 Biểu đồ4a.Lãi suất trái phiếu 1 năm (%) của Ngân hàng trung ương Trung Quốc( ChinaCentralBank) vàBộ tài chính Mỹ (USTreasury) Biểu đồ 4b.Chênh lệch lãi suất trái phiếu 1 năm (%)so vớilãi suất của Bộ tài chính Mỹ Thảo luận này đưa ra giả thuyết là phạm vi mà một quốc gia có thể tiếp tục thực hiện vô hiệu hóa cũng phụ thuộc vào mức độ mà nó sẵn sàng để chịu đựng kiềm chế tài chính và biến dạng khác đối với nền kinh tế của quốc gia đó. Trong phụ lục, chúng tôi phác thảo một mô hình giải thích làm thế nào khả năng để vô hiệu hóa phụ thuộc vào sự thay thế không hoàn toàn của tài sản trong một thế giới nơi mà các chi phí giao dịch tài sản biến đổi một cách có hệ thống theo các tác nhân (do tác dụng tỷ lệ có thể) và theo phân loại tài sản (do tính thanh khoản và đặc tính rủi ro khác nhau). Trong khuôn khổ này, chúng tôi cho thấy rằng các chính sách kiềm chế tài chính trong nước lớn hơn cũng giảm chi phí vô hiệu hóa. Điều này cho thấy rằng các nước có thể và sẵn sàng tham gia vào chính sách vô hiệu hóa tài chính lớn hơn sẽ có thể để duy trì mô hình chính sách tích lũy dự trữ và vô hiệu hóa trong một khoảng thời gian dài hơn.28 28Thảo luận của chúng ta chỉ ra rằng cái giá của vô hiệu hóa là tổng những chi phí cơ hội trực tiếp và những chi phí gián tiếp liên quan đến sự trấn áp tài chính trong dạng của những kiểm soát dòng vốn và những yêu cầu dự trữ cao hơn đè nặng lên hệ thống ngân hàng.Khi trọng tâm của nghiên cứu của chúng tôi lên những khía cạnh khả thi của xu hướng vô hiệu hóa gần đây, chúng ta không cố 30 Sự ổn định của hỗn hợp chính sách hiện nay còn phức tạp hơn do mức độ tính toán chi phí - lợi ích của mỗi quốc gia phụ thuộc vào các hành động của các quốc gia khác. Quốc giatheo chiến lược tăng trưởng định hướng xuất khẩu có thể chọn để tham gia vào việc tích lũy dự trữ cạnh tranh để cải thiện và duy trì khả năng cạnh tranh của họ trong việc xuất khẩu sang các nước công nghiệp. Như vậy, ví dụ, miễn là Trung Quốc và các láng giềng Đông Á đang cố gắng để duy trì khả năng cạnh tranh trong xuất khẩu sang Hoa Kỳ, các quốc gia này với chi phí vô hiệu hóa thấp hơn. Vì tính sẵn sàng bóp méo hệ thống tài chính của họ lớn hơn, có thể kết thúc tích trữ ngày càng lớn số tiền dự trữ quốc tế, chiến thắng trong trò chơi tích trữ ít nhất trong ngắn hạn. Người ta có thể cho rằng, sự giải thích này giải thích cho sự gia tăng chưa từng có của Trung Quốc trong dự trữ ngoại hối từ năm 2002, bây giờ lên tới gần 50% GDP, cao hơn mức của các nước châu Á khác (xem Aizenman và Lee, 2008). Tuy nhiên, kết quả này có thể là mỏng manh nếu nó khiến một quốc gia có tích lũy đến mức mà chi phí vô hiệu hóa vượt quá lợi ích. Những quan sát này là phù hợp với viễn cảnh kinh tế Thế giới (2007), thấy rằng sức chịu đựng của sự gia tăng tỷ giá hối đoái danh nghĩa thông qua can thiệp vô hiệu hóa có thể là không hiệu quả khi sự chảy vào của các dòng vốn liên tục và lớn. Thực vậy, Trung Quốc gần đây tăng chi phí vô hiệu hóa có thể giải thích cho sự suy giảm trong việc vô hiệu hóa và lạm phát đang gia tăng. Phát hiện của chúng tôi về những thay đổi đáng kể nằm trong mức độ vô hiệu hóa bởi các nước thị trường mới nổi là phù hợp với một hình dạng Trilemma mới, trong đó các nước thị trường mới nổi tham gia vào việc tích lũy dự trữ ngoại hối trong khi tại cùng một thời gian tìm cách duy trì mức độ tự chủ trong chính sách tiền tệ. Điều tra đầy đủ hơn về bản chất của sự thay đổi và mức độ linh hoạt của tỷ giá, hội nhập tài chính và tự chủ về chính sách tiền tệ giữa các nước thị trường mới nổi này được dành cho nghiên cứu sâu hơn. V. KẾT LUẬN Từ các nghiên cứu trên chúng ta có thể rút ra các kết luận như sau:  Rút kinh nhiệm từ các nước đi trước nhiều quốc gia thị trường mới nổi đã thực hiện điều chỉnh bộ ba bất khả thi bằng cách phối hợp việc tích trữ dự trữ khổng lồ và chính sách vô hiệu hóa  Sự vô hiệu hóa gia tăng theo thời gian, nói chung có ý nghĩa thống kê.  Các nước đang phát triển đã tăng mức độ vô hiệu hóa trong những năm gần đây xuất hiện mạnh mẽ để cho phép đối phó trực tiếp với những áp lực lạm phát.  Mức độ vô hiệu hóa phụ thuộc vào thành phần của dòng vốn vào trong cán cân thanh toán. Các quốc gia ít quan tâm về tác động của dòng vốn đầu tư trực tiếp đến thị trường tiền tệ hơn là các dòng vốn đầu tư gián tiếp  Việc thực hiện vô hiệu quá là tốn kém chi phí và các nước có thể và sẵn sàng tham gia vào chính sách vô hiệu hóa tài chính lớn hơn sẽ có thể để duy trì mô hình chính sách tích lũy dự trữ và vô hiệu hóa trong một khoảng thời gian dài hơn ước lượng toàn bộ chi phí của sự vô hiệu hóa.Tuy nhiên, thảo luận của chúng ta nhất quán với những thay đổi trong chi phí cơ hội trực tiếp của việc nắm giữ nguồn dự trữ tác động những mô hình của vô hiệu hóa.Sự điều tra sau này của những vấn đề này được rời đến nghiên cứu tương lai. 31 Tham khảo Aizenman,JoshuaandReuvenGlick,“Pegged ExchangeRate Regimes:ATrap?”JournalofMoney, CreditandBanking 40(2008a):817–35. Aizenman,Joshua and ReuvenGlick,“Sterilization,MonetaryPolicy, andGlobalFinancialIntegration,”NBERworkingpaper13902(revised August)(2008b). Aizenman,JoshuaandJae-wooLee,“Financial versusMonetaryMercantilism—Long-RunView ofLarge InternationalReservesHoarding,”TheWorld Economy31(2008):593–611. Aizenman Joshua andNancyMarion,“TheHighDemandforInternationalReservesintheFarEast:What’sGoingOn?”Jour naloftheJapaneseandInternationalEconomies17 (2003):370–400. Aizenman Joshua andNancyMarion,“InternationalReservesHoldingswith Sovereign RiskandCostly Tax Collection,”EconomicJournal114(2004):569–91. Cheung,Yin-Wong andHiroIto,“HoardingofInternationalReserves: AComparisonofthe Asian andLatinAmericanExperiences,”inR.S.Rajan, S.Thangavelu,andR.A.Parinduri (eds),Monetary,ExchangeRate,andFinancialIssuesandPoliciesinAsia,Singapore:World ScientificPress(2008):77–116. Cochrane,John, “Production-BasedAsset Pricing and the Link between Stock ReturnsandEconomic Fluctuation,”JournalofFinance46(1991):209–37. Edwards, SebastianandEduardoLevy- Yeyati,“FlexibleExchangeRatesasShockAbsorbers,”EuropeanEconomicReview49(2005):2079– 105. Eichengreen,Barry,“KickingtheHabit:MovingfromPeggedRates toGreaterExchangeRateFlexibility,”EconomicJournal109(1999):1–14. Fischer,Stanley,“ExchangeRate Regimes:IstheBipolarViewCorrect?”JournalofEconomicPerspectives15(2001):3–24. Frankel,Jeffrey,“NoSingleCurrencyRegimeisRightforallCountries oratallTimes,”NBERworkingpaper 7338,September(1999). Giovannini,AlbertoandMarthaDeMelo,“GovernmentRevenuefromFinancial Repression,”AmericanEconomicReview83(1993):953–63. Glick,ReuvenandMichaelM.Hutchison,“ForeignReserveandMoneyDynamics withAsset PortfolioAdjustment:InternationalEvidence,”JournalofInternationalFinancialMarkets,Institutions ,andMoney 10(2000):229–47. 32 Levy-Yeyati,Eduardo,“LiquidityInsuranceinaFinanciallyDollarizedEconomy,”inSebastian Edwardsand Márcio Gomes Pinto (eds), Financial MarketsVolatility and Performancein Emerging Markets,Chicago:University ofChicagoPress(2008):185–211. Mohanty,M. S.andPhilipTurner,“ForeignExchangeReserve AccumulationinEmergingMar- kets:What aretheDomesticImplications?”BISQuarterlyReview,September(2006):39– 52.Obstfeld,Maury and KennethRogoff, “The Mirage of Fixed ExchangeRates,”JournalofEconomicPerspectives9(1995):73–96. Obstfeld, Maury, Jay Shambaugh,and Alan M.Taylor, “The TrilemmainHistory: Tradeoffs amongExchangeRates, MonetaryPolicies,andCapital Mobility,”Review ofEconomicsand Statistics3(2005):423–38. Ouyang,Alice,RamkishenRajan,andThomas Willett,“China asaReserveSink:TheEvidence from Offset and Sterilization Coefficients,”Hong Kong Institutefor MonetaryResearchworkingpaper2007- 10,October(2007). WorldEconomicOutlook,“ManagingLargeCapitalInflows,”Ch.3inWorldEconomicOutlook, Washington,DC:InternationalMonetaryFund,October(2007).

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pdfpaper_2_nhom_2_chnhdem1_k22_796.pdf
Luận văn liên quan