Đề tài Vấn đề vô hiệu hóa, chính sách tiền tệ sự hội nhập tài chính toàn cầu

ng sự hội nhập tài chính nhưng vẫn phải đi kèm với một chế độ quản lý tỷ giá tốt. Vì vậy, khi đối mặt với áp lực đồng tiền của mình tăng giá, các quốc gia tích lũy dự trữ và vô hiệu hóa nó. Tr ung Quốc là một điển h ình thể hiện sinh động ch ính sách hỗn hợp n ày vào giữa năm 205: cho phép sự hội nh ập tài chính mạnh mẽ hơn, đồng thời cũng nhanh chóng thích nghi với việc thực chiện tỷ giá thả nổi, đồng thời cũng tích trữ và vô hiệu hóa m ột khối lượng lớn dòng dự trữ ngoại tệ đó. Các chuyên gia phân tích kinh tế cũng thừa nhận có một số thay đổ i về cấu trúc trong mô hình dự trữ ngoại hối ở các n ước đang phát triển. Một sự thay đổi xảy ra trong đầu những năm 1990, phản ánh bằng sự gia tăng trong tỷ lệ dự trữ ngoại hối / GDP nước n goài, một xu hướng nổi rõ trong ngắn hạn sau cuộc khủng hoảng Đông Á 1997- 98, nhưng giảm xuống vào năm 2000. Một sự thay đổi cấu trúc thứ hai diễn ra trong đầu những n ăm 2000, và lan rộng bởi sự tăng nhanh chưa từng thấy trong lượng dự trữ ngoại hối của Trung Quốc. Việc tích lũy một lượng lớn dự trữ ngoại hối có thể là xuất phát từ một vài lý do. Đầu tiên, một số quốc gia yêu cầu lượng dự trữ để đáp ứng nh u cầu dự phòng. Lượng dự trữ giúp quốc gia tự bảo hiểm để phòng n gừa trường hợp luồng vốn ngoại hối dừng đột n gột, bằng cách đó sẽ hạn chế mặt rủi ro của việc hội nhập tài chính. Thứ hai, dự trữ có thể được sử dụng làm dịu tác động của những cú sốc về tỷ giá hố i đoá i thực và hoạt động x uất khẩu của một quốc gia trong mậu dịch, làm cho việc điều chỉnh tài khoản vãng lai được dễ dàng hơn. Ngoài ra, chúng còn cho phép các quốc gia tránh việc dựa vào IMF, Ngân hàng Thế giới, và các tổ chức tài ch ính quốc tế khác,… Cuối cùng, tích lũy dự trữ ngọa hối có thể xảy ra như là một hệ quả của việc quản lý tỷ giá để thúc đẩy xuất khẩu bằng cách đánh giá thấp đồng nội tệ 4 . 2.2. Tích lũy dự trữ ngoại hối và thực hiện chính sách vô hiệu hóa Tích luỹ dự trữ kéo theo những hệ quả về tiền tệ. Khi mua các tài sản dự trữ ngoại hối, Ngân hàng trung ương phải quyết định rằng có nên bỏ vốn bằng cách gia tăng lượng tiền dự trữ cơ sở, từ đó có khả năng gây ra lạm phát, hay giảm đi tài sản ròng nội địa kh iến vô h iệu hoá các tác động lên dự trữ tiền cơ sở trong nước. Các ngân hàng trung ương có thể bù đắp ảnh hưởng của tích luỹ dự trữ lên lượng tiền cơ sở theo nhiều cách, bao gồm các việc bán các công cụ thị trường, chẳng hạn như trái phiếu ch ính phủ hay hối phiếu của các ngân hàng trung ương hoặc bằng các n ghiệp v ụ hoán đổi hay mua lại. Với ngh iệp vụ hoán đổi, Ngân hàng trung ương đồng ý mua hợp đồng tỷ giá kỳ hạn, Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 7 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 trong khi đó, với ngh iệp vụ mua lại, ngân hàng trung ương sẽ bán đi các chứng từ có giá với thoả thuận sẽ mua chúng lại trong tương lai. Khi thị trường “yếu”, một số nhà chức trách tin vào những công cụ phi thị trường, như là chuyển tiền ký quỹ của ch ính phủ và những cơ quan tài chính công từ hệ thống ngân hàng thương mại vào n gân hàng trung ương hay bán dự trữ ngoại hối cho chính phủ (có thể cho phép chính phủ giảm tối đa mức n ợ từ bên n goài). 5 Hình 1 thể h iện sự thay đổ i của tài sản dự trữ ngoại hối ròng (FR) và tài sản tín dụng nội địa ròng (DC) trong mỗi 4 quý ở ngân hàng trung ương, được vẽ dựa trên tổng dự trữ tiền (RM) vào cuố i mỗi thời kì 4 quý của Trung Quốc, Hàn Quốc, và Thái Lan.6 Dự trữ ngoại hối ròng được xác định bằng cách dựa trên mệnh giá đồng đô la của dự trữ ngoại hối và điều ch ỉnh theo sự thay đổi của tỷ giá hối đoái, mục đích là đưa r a một thang đo giá trị đã điều chỉnh của những thay đổi trong dự trữ ngoại hối so với đồng tiền nội địa. 7 Tài sản tín dụng nội địa ròng (DC) được xác định bằng tổng dự trữ (RM) trừ cho dự trữ ngoại hối ròng (FR). Những giá trị dương của tích luỹ dự trữ ngoại hối ròng trong ngân hàng trung ương tương ứng với dòng thu dự trữ ngoại hố i. Giá trị âm của tín dụng nội địa ròng tương ứng với các mức sụt giảm tài sản nội địa được nắm giữ bởi các nhà điều hành tiền tệ. Trong trường hợp của Trung Quốc, mức độ vô hiệu hoá bị giới hạn tương đối cho tới đầu những năm 2000; vì luồng dự trữ đi vào tác động mạnh đến tiền tệ (tức là ∆FR/RM dương) được tăng thêm bằng các tác nhân kích thích tiền tệ có được từ việc gia tăng tài sản nội địa của n gân hàng trung ương (có nghĩa là ∆DC/RM dương). 9 Tuy nhiên, từ giữa n ăm 2002, vì Trung Quốc đã có kinh nghiệm trong việc gia tăng các dòng thu dự trữ ngoại hối, những dòng thu này tỷ lệ nghịch với việc nắm giữ các tài sản nội địa của ngân hàng trung ương, trước hết thông qua việc mua bán hối phiếu của ngân hàng Nhân Dân Trung Quốc, nghĩa là luồng dự trữ đi vào đang được vô hiệu hoá. Chính sách vô hiệu hóa tăng lên vào đầu những năm 2000 hàm ý khả năng ưu tiên thực hiện vô hiệu hóa hoàn toàn. Hàn Quốc và Thái Lan cũng đã có những kinh ngh iệm đáng kể về dòng tiền dự trữ đi vào sau những thiệt hại của cuộc khủng hoảng Châu Á. Ở Hàn Quốc, dòng thu dự trữ đã tăng lên trong năm 1999 và 2000, sau đó giảm xuống một ít, và tăng trưởng lại trong giai đoạn 2002-2005 xung quanh khoảng thời gian Trung Quốc bắt đầu tăng tỷ lệ dự trữ. Những nhà điều hành tiền tệ Hàn Quốc ph ản ứng lại với tác động tiền tệ của các dòng thu bằng chính sách vô hiệu hoá. Một mô hình tương tự về dòn g thu và vô hiệu hoá cũng xảy ra ở Thái Lan. Aizenman và Glick (2008b) cho thấy kết quả của những nước được chọn khác t rong khu v ực Châu Á (Singapor e, Malaysia, và Ấn Độ) và Châu Mỹ Latinh (Argentina, Brazil, và Mexico). 9 Trong trường hợp của Argent ina, quốc gia này có những dòng thu dự trữ nhỏ năm 2003 sau cuộc khủng hoảng tài chính của quốc gia này năm 2001-2002; t uy nhiên, những dòn g thu này h iển nh iên Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 8 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 không bị vô h iệu hoá cho tới nửa cuối 2004 khi những thay đổ i trong các tài sản nội địa do ngân hàng trung ương nắm giữ rơi xuống mức âm. Ở Brazil, dòng thu dự trữ bắt đầu gia tăng vào nửa cuố i năm 2004, kéo theo đó là việc vô hiệu hoá dòn g tiền này. Mô hình tương tự của dòng thu dự trữ và cân bằng mức sụt giảm trong tài sản nội địa do ngân hàn g trung ương nắm giữ cũng xảy ra ở Mexico vào năm 1996 sau những thiệt hại của kh ủng hoảng đồng peso vào 1995-1996. Hình 1:Dự trữ ngoại hối ròng và sự tha y đổi tín dụng nội địa ròng của ngân hàng trung ương ở một số nước châu Á (những thay đổi trong 4 quý có liên hệ tới tiền dự trữ cuối 4 quý, tính theo phần trăm ) Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 9 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 2.2.1. Ước lượng mức độ vô hiệu hóa Chúng ta chuyển qua ước lượng tính toán sự thay đổi trong mức độ vô hiệu hoá. Chúng tôi ước lượng quy mô của sự vô hiệu hoá bằng một mô hình hồi quy đơn giản của các nhà điều hành tiền tệ về sự thay đổi tài sản ròng nộ i địa dựa trên sự thay đổ i tài sản ngoại hối ròn g và đưa vào bảng cân đối, nơi mà sự thay đổi được đo lường qua 4 quý v à dựa trên tỷ lệ dự trữ tiền vào cuối mỗi 4 quý. Chúng tôi cũng xem xét thêm tỉ lệ tăng trưởng GDP danh nghĩa của 4 quý để kiểm soát những biến giải thích khác, Z, có thể là biến ảnh hưởng đến lượng cầu t iền: 10 ∆DC/RM-4 = α + β ∆FR/RM-4 + Z Chúng tôi ước lượng h ệ số vô hiệu hoá (β) bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS sử dụng mẫu cuộn 40 quý.11 Trong những trường hợp này, một hệ số đơn nhất, tức là β = -1, trên biến ∆FR/RM thể hiện sự vô hiệu hoá tiền tệ hoàn toàn khi có sự thay đổi trong dự trữ, trong khi β = 0 có nghĩa là không có vô hiệu hoá. Giá trị của hệ số vô hiệu hoá nằm trong khoảng -1 < β < 0, cho thấy sự vô hiệu hoá từng phần. Trong mô tả cơ bản của ch úng tôi, Z được định nghĩa là tỷ lệ tăng trưởng GDP danh nghĩa. Giả sử cầu tiền ổn định, ngân hàn g trung ương tăng DC tại một tỷ lệ tăng truởng của GDP sẽ đáp ứng sự gia tăng của cầu tiền mà không cần phải tích luỹ dự trữ ngoại hối. Như vậy, việc vô hiệu hoá hoàn toàn (β = -1) ngụ ý rằng ngân hàng trung ương cho phép tín dụng nội địa thích nghi với cầu tiền ngày càng tăng cao do GDP tăng truởng, nhưng ngăn chặn bất kỳ sự mở rộng tín dụng nội địa nào do tích luỹ dự trữ ngoại hối. Kh i giá trị của vô hiệu hoá nhỏ hơn -1 có thể đại diện cho một chính sách t iền tệ thắt chặt hơn, do những mối lo lắng v ề lạm phát. Trong trường hợp này việc t ích luỹ một đơn vị dự trữ ngoại hố i sẽ làm giảm nhiều h ơn một đơn vị tài sản nội địa được nắm giữ bởi ngân hàng trung ương, do đó làm giảm luợng tiền cơ sở. Tương tự như vậy, khi giá trị của việc vô hiệu hoá lớn hơn 0 có thể cho thấy một chính sách tiền tệ mở rộng, do những lo ngại về một cuộc khủng hoảng tín dụng hoặc bị ảnh huởng bởi một cuộc khủng hoảng có hệ thống.12 Hình 2 biểu diễn hệ số vô hiệu hóa từ việc chạy hồi quy cuộn dựa trên cơ sở ước lượng của các đặc điểm kỹ thuật t iêu chuẩn của chúng tôi. Hệ số quan sát tương ứng với quý 40 của mỗi mẫu cuộn. 13 Trong trường hợp của Trung Quốc, quan sát thấy rằng hệ số vô hiệu hoá bắt đầu tăng (giá trị tuyệt đối) từ khoảng 0,6 trong năm 2000, có xu hướng tăng nhanh trong nửa cuối năm 2002, tiếp tục trong năm 2006 và đạt gần 1,5 cho thấy có điểm gãy trong hành vi vô h iệu hóa.14 Biểu đồ cũng cho thấy rằng hành vi vô hiệu hoá của Trung Quốc đã bắt đầu đảo n gược trong quý 4 năm 2006. Đây là một bằng chứng cho thấy sự suy giảm trong mức độ vô hiệu hóa của Trung Quốc có thể do hai khả năng. Thứ nhất, t ích lũy dự trữ ngoại hối của Trung Quốc trong thời gian gần đây có thể đã được phóng đại đến mức các số liệu báo cáo chưa được điều chỉnh để có thể thực hiện n ghiệp v ụ ho án đổi Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 10 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 và chuyển dịch của tài sản dự trữ ngoại hối tới quỹ tài sản nhà nước (SWF) của Trung Quốc và tới ngân hàng nhà nước.15 Thứ ha i, Trung Quốc có thể đã đạt đến giới hạn trong khả năn g vô hiệu hoá những dòng thu dự trữ có quy mô lớn. Hình 2. Hệ số vô hiệu hóa có được bằng chạy hồi quy 40 quý; được quan sát ở các nước châu Á và Mỹ Latinh Ghi chú: Các biểu đồ trên mô tả các hệ số ước lượng dựa trên hồi quy mức thay đổ i mức tín dụng nội địa của ngân hàn g Trung Ương trên sự thay đổi dự trữ ngoại hố i (được định nghĩa là sự thay đổi trong bốn quý có liên quan đến các khoản tiền dự trữ cuối 4 quý) và tăng trưởng GDP danh nghĩa (bằng một dải sai số chuẩn). Hệ số quan sát được lấy vào t uần thứ 40 trong kỳ quan sát. Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 11 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Một sự sụp đổ trong hành vi vô hiệu hóa của Hàn Quốc là điều hiển nhiên sau cuộc khủng hoảng tài chính 1997-1998, với hệ số vô hiệu hóa tăng từ 0,9 đến hơn 1,0 vào năm 1999. Ở Thái Lan và Malaysia, sự vô hiệu hóa tăng mặc dù ở mức độ thấp hơn, trong khi không có thay đổi nào trong trường hợp của Singapore. Đối với Ấn Độ, một sự gia tăng khiêm tốn trong trong việc vô h iệu hóa vào giữa những năm 1990 sau cuộc khủng hoảng tài ch ính năm 1991, và t iếp tục tăng thêm sau năm 2002. Để so sánh, chúng tôi cũng chạy mô hình hồi quy để lấy kết quả của ba nước Mỹ Latinh. Như trước đây, một dãy các mẫu bị giới h ạn vào khoảng thời gian sau sự ổn định chính sách t iền tệ năm 1991 tại Argent ina và năm 1994 tại Brazil; trong cả hai trường hợp một vài sự gia tăng trong sự vô hiệu hóa có thể được quan sát dễ dàng qua các thời kỳ. 16 Trong trường hợp của Mexico, sự vô hiệu hóa tăng nhẹ vào năm 1996 và sau đó vào khoảng năm 2005. Trong Aizenman và Glick (2008b), chúng tôi kiểm tra độ nhạy các kết quả khi thay thế chi tiết trong mô hình hồi quy. Đặc biệt, chúng tôi chạy các hệ số hồi quy dựa trên (i) những quan sát không chồng chéo của những thay đổi hàng quý, và (ii) những quan sát không chồng chéo của những thay đổ i của 4 quý được tiến hành hàng năm .17 Những phát hiện chung của chúng tôi cho thấy rằng sự vô hiệu hóa đã tăng lên mạnh mẽ một cách hợp lý. Việc chạy hàm hồi quy đã đưa ra việc vô h iệu hóa gia tăng ở nh iều nước sau cuộc khủng hoảng Châu Á hoặc tại thời điểm Trung Quốc bắt đầu sự vô hiêu hóa m ạnh mẽ trong năm 2002. Để đánh giá m ức độ vô h iệu hóa của các quốc gia, chúng tôi tiến hành một cuộc so sánh hành vi vô hiệu hóa x uyên quốc gia qua các thời kỳ. Hình 3 báo cáo hệ số ph ương sai của các hệ số vô h iệu hóa với các nước ở Châu Á và Mỹ Latinh cũng như khi hai khu vực đó kết hợp với nhau. Chúng tôi đã tăng cường lấy mẫu của các quốc gia: ở châu Á, so với các mẫu ban đầu là Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Singapore, và Ấn Độ, chúng tôi thêm Indonesia, Pakistan, và Việt Nam ; ở Mỹ Latinh, so với các mẫu ban đầu là Argentina, Brazil, và Mexico, chúng tôi thêm Chi le, Colombia và Peru.18 Qua quan sát, ta thấy : ở châu Á, phương sai sụt giảm liên tục giảm đáng kể trong giai đoạn 2000-05, và sau đó bắt đầu tăng trở lại. Ở Mỹ Latinh, các hệ số biến thiên bắt đầu giảm từ năm 2000. Những kết quả này cho thấy: khoảng thời gian m à mức độ vô h iệu hóa ở các quốc gia tăng lên có thể có nét tương đồng. Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 12 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Hình 3 . Hệ số phương sai của các h ệ số vô hiệu hóa. Ghi chú: Tính toán dựa trên các h ệ số ước lượng từ hồi quy mức tín dụng nội địa n gân hàng Trung Ương trên sự thay đổi dự trữ ngoại hố i và tăng trưởng GDP danh nghĩa đố i với các quốc gia châu Á (Trung Quốc, Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia, Pakistan, Philippines, Singapore, Thái Lan) và Châu Mỹ Latinh (Argentina, Brazil, Chile, Colombia, Mexico, Peru). Hệ số quan sát được lấy vào tuần thứ 40 trong kỳ quan sát. Mô hình hồi quy đánh giá tầm quan t rọng của các điểm gãy trong h ành vi vô hiệu hóa được thể hiện trong bảng 1. Ở đây chúng tôi đánh giá phương trình (1) trong toàn bộ thời gian của mẫu bằng cách thêm vào biến tương tác ∆FR/RM nhân với biến giả “DumBreak”, xác định với một giá trị cho toàn thời k ì kể từ ngày sụt giảm. Chúng tôi đã xác định ngày sụt giảm cho mỗi quốc gia bởi quan sát đầu tiên sau cuộc khủng hoảng Châu Á 97-98 (sau cuộc khủng hoảng đồng peso của Mexico 94-95), khi mà dòng tiền dự trữ đi vào là dương và tài sản ròng nội địa đã giảm ít nhất 2 quý liên t iếp. 19 Biến hồi quy biến đổi, được trình bày ở cột 3, mô tả một cách tách biệt hành vi vô hiệu hóa trong thời gian gần đây của dòng dự trữ ngoại hối đi ra của một đất nước kí hiệu là DumCrisis (khủng hoảng giả). Mô hình còn trình bày cả độ lệch chuẩn của Huber –White (trong ngoặc đơn) và Newey- West (trong n goặc vuông). Sai số Newey-West điều chỉnh tương quan chuỗi lên đến 8 quý, có thể quan t âm đến bởi vì chúng tôi sử dụng các quan sát hàng quý có sự chồng chéo lên nh au của các thay đổi trong bốn quý có thể làm sai lệch k ết quả. Mốc thời gian gián đoạn và thời kì khủng hoảng 20 của mỗi quốc gia được biểu diễn ở cuối bảng 1. Phương pháp luận của chúng tôi xác định ngày sụt giảm ở quý 2 năm 2002 đối với Trung Quốc, quý 4 1998 đối với Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia và Singapore và quý 4 2000 đố i với Indo. Và ngày sụt giảm đối với Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 13 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Argentina, Brazil và Mexico lần lượt là Quý 3 2004, quý 3 2003, quý 4 1996.21 Quan sát rằng các hệ số của biến dự trữ ngoại hối đi vào và các biến tương tác thời kì thường có tác động nghịch biến cho tất cả các quốc gia, ám chỉ rằng các dòng vốn đã bị vô hiệu hóa bởi sự cắt giảm của các tài sản trong nước của ngân hàng trung ương và sự vô hiệu đó đã gia tăng (tức là thay đổi trong việc nắm giữ tài sản nộ i địa giảm nhiều hơn) sau ngày sụt giảm. Các hệ số của biến tương tác có mức ý nghĩa 10%(bằng phương pháp kiểm định 2 bên) trong tất cả các trường hợp (ngoại trừ Malaysia). Điều này hỗ trợ quan sát rút r a từ các mô hình hồ i quy mà trong các mô hình này hành vi vô hiệu hóa đã gia tăng trong thời gian gần đây ở các nước đang phát triển tại Châu Á cũng như là ở các nước ở châu Mỹ La tinh. Ngoà i r a cần lưu ý rằng các h ệ số về tăng trưởng GDP danh nghĩa là số dương, ám chỉ rằng Ngân hàng trung ương cung cấp t ính thanh khoản cho nền kinh tế bằng cách gia tăng các chính sách của mình để đáp ứng các hoạt động k inh tế lớn hơn. 22 Ghi chú: Bảng 1 cho thấy các hệ số của sự sụt giảm tín dụng ròn g ngân hàng trung ương trong dự trữ ròng nước n gười, đo lường thay đổ i trong 4 quý, ngh iên cứu hẹp lại bằng sự sụt giảm trong cổ phiếu t iền tệ (R/M). Detan Ln (GNP) là phần trăm thay đổi trong GDP danh n ghĩa ở 4 quý, DumBreak là một biesn giả đại diện cho điểm gãy trong hành vi vô hiệu hóa Dum Crisis là biến giả đại diện cho các dòng dự trữ đáng kể giai đoạn gần đây nhất. Sai số chuẩn Huber – White trong dấu ngoặc đơn, sai số chuẩn có điều chỉnh Newey – West cho chuỗi tương quan lien tiếp trong 8 tháng trong đâu n goặc vuông. Kiểm định F xem giả thuyết có giá trị hay không, với các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% được thể hiện bởi các dấu ***, **, *, một cách riêng biệt và sử dụng kiểm định 2 ph ía. Các hằng số không được trình bày. Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 14 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 15 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 16 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 17 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Để giải quyết các mối quan ngại về ảnh hưởng của chuỗi tương quan gây ra chúng tôi sử dụng phương pháp chồng chéo các thay đổi của 4 quý. Trong Aizenman and Glick (2008 b,bảng 1) , chúng tôi đưa ra kết quả dựa trên việc không có sự chồng chéo giữa các sự thay đổ i bốn quý hàng năm.Bởi vì sự thay đổi nghiêm trọng trong mức độ tự do qua việc sử dụng dự liêu không có sự chồng ch éo và có thể mất khả năng trong v iệc tìm ra mốc thời gian gián đoạn. Chúng tôi trình bày mức ý nghĩa với thời gian tương tác dựa trên các kiểm định 2 bên c ủa giả định bằng 0 của hành vi vô hiệu hóa (như trước đây) cũng như kiểm định 1 bên của hành vi vô hiệu hóa đã và đang gia tăng (tức là hệ số âm hơn) sau môc thời gian gián đoạn. Tuy nhiên, kết quả chúng tôi đưa ra về cơ bản không có gì thay đổi. Tất cả các quốc gia đưa ra bằng chứng cho thấy tính vô hiệu hóa gia tăng theo thời gian. 2.2.2. Chính sách vô hiệu hóa và lạm phát Bảng 2 tách ảnh tưởng của lạm phát từ những thay đổi của GDP thực v ề sự quản lí của ngân hàng trung ương về việc nắm giữ tài sản nội địa. Nó cũng kiểm tra mức độ phản ứng của lạm phát đã và đang thay đổ i theo thời gian. Và cho dù bất kì sự thay đổi nào trong phản ứng này đã ảnh hưởng đến v iệc vô hiệu hóa dự trữ dòn g vốn từ nước ngoài Quan sát ở cột 1 và 2 ta thấy rằng hệ số Lạm phát và tăng trưởng GDP thực là dương và quan t rọng, phù hợp với dấu hiệu tích cực về GDP danh n ghĩa, quan sát trước đó (các trường hợp ngoại lệ là các hệ số GDP thực của Hàn Quốc và Thái Lan là âm, mặc dù là không đáng kể). Cũng cần lưu ý rằng tầm quan trọng của các hệ số tài sản ròng nước n goài tương tác với các biên giả của chúng tôi là nhỏ hơn (giá trị tuyệt đối) và t rong một số trường hợp ít quan trọng hơn so với những báo cáo trong bảng 1. Cột 3 bao gồm một biến tương tác liên quan đến tỷ lệ Lạm phát với các mốc thời gian gián đoạn giả.Đối với 1 số nước, đặc biệt là Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Singapor e, Argentina và Brazil – hệ số dựa trên biến này mang dấu âm, cho thấy một sự gia tăng trong việc chống lại lạm phát trong việc quản lí tiền tệ của n gân hàng trung ương trong những năm gần đây (mặc dù hệ số đó là không đáng k ể đối với Hàn Quốc và Singapore). Và cũng lưu ý r ằng chúng tôi vẫn tìm thấy một sự gia tăng trong các sự phản hồi của việc vô hiệu hóa ở hầu hết các quốc gia, và được ch ỉ ra bởi một hệ số âm trên các biến tương tác với dòng vốn dự trữ nước ngoài (các trường hợp ngoại lệ là Malaysia, Argent ina và Brazil) 23 . Như vậy, kết quả của ch úng tôi về việc các quốc gia đang phát triển đã gia tăng mức độ vô hiệu hóa tron g những năm gần đây xuất hiện như là để cho phép chống chọ i với bất kỳ sự phản hồi trực tiếp nào từ áp lực lạm phát. Bảng 2 Ảnh hưởng của lạm phát đến sự vô hiệu hóa Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 18 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 19 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 20 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 21 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 2.2.3. Chính sách vô hiệu hóa và các thành phần của cán cân thanh toán Phải chăng sự vô hiệu hóa phản ứng lại với các dự trữ dòng vốn khác nhau theo nguồn gốc của dòng vốn đó? Phải chăng, trong chừng mực nào đó ngân hàng trung ương quản lí việc nắm giữ tài sản trong nước phụ thuộc v ào việc dòng vốn dự trữ được kết hợp với dòng tiền “ lạnh” như vốn đầu tư nước n goài, hoặc dòng tiền “ nóng” liên quan với các thành phần khác của cán cân thanh toán? Bảng 3 cho thấy kết quả tính vô h iệu hóa phản ứng với các n gân hàng trung ương mặc dù dòng vốn dự trữ đến từ số dư tài khoản hiện tại, các dòn g vốn đầu tư trực t iếp nước n goài hoặc các dòng vốn không có vốn đầu tư nước ngoài. 24 Và ch úng tôi chũng đã ngh iên cứu liệu những phản ứng khác nhau tại cùng một thời điểm mốc thời gian gián đoạn trong hành vi vô hiệu hóa đã được xác định ở trên. Ph ù hợp với phân tích hồ i quy trước của ch úng tôi, chúng tôi đo đạc các biến thay đổi theo các thời kì 4 quý, và được điều chỉnh bằng độ trễ trong tiền dự trữ chứng khoán.25 Như đã trình bày ở cột 2 và bảng 3, sự vô hiệu hóa phản ứng lại với sự đầu tư trực tiếp ra nước n goài thấp hơn (Độ lớn tuyết đối, đó là |β1| < |β0|, |β1| < |β2|) ở một số nước, bao gồm Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, và Singapor e, cũng như Brazil và Mexico (Tác động sau cùng trong trường hợp này có liên quan đến tài khoản vãng lai). Ghi chú: Bảng 3 cho thấy các hệ số của sự sụt giảm tín dụng nộ i địa của các ngân h àng trung ương đối với thặng dư tài khoản vãng lai lũy t iến ở 4 quý (CA), dòng thu thuần từ đầu tư trực tiếp nước ngoà i (NFDI) và dòng vốn không phải là NFDI (non-NFDI) thể hiện trong các quan hệ tiền tệ địa phương, tất cả được thu hẹp lại theo sự sụt giảm của dữ trữ cổ phiếu tiền tệ (RM). Detan Ln (GNP) là ph ần trăm thay đổi tron g GDP danh nghĩa ở 4 quý, DumBreak là một biesn giả đại diện cho điểm gãy trong hành vi vô hiệu hóa Dum Crisis là biến giả đại diện cho các dòng dự trữ đáng kể giai đoạn gần đây nhất. Sai số chuẩn Huber – White trong dấu n goặc đơn, sai số chuẩn có điều ch ỉnh Newey – West cho chuỗ i tương quan lien tiếp tron g 8 tháng trong đâu ngoặc vuôn g. Kiểm định F xem giả thuyết có giá trị hay không, với các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% được thể hiện bởi các dấu ***, **, *, một cách riêng biệt và sử dụng kiểm định 2 phía. Các hằng số không được trình bày. Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 22 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 23 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 24 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 25 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Những sự khác biệt này rất có ý ngh ĩa đối với Trung Quốc (liên quan đến nh ững dòng thu không phải FDI), 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 có mối tương tác giữa các thành phần riêng lẻ của cán cân thanh toán với các biến giả để phát hiện xem liệu có nh iều hay ít sự nhạy cảm hơn với những thành phần này trong những n ăm gần đây? Phù hợp với những phát hiện của ch úng tôi trong bảng 1, chúng tôi tìm thấy độ nhạy cảm lớn h ơn ( tức là giá trị của hệ số càng âm) trong các trường hợp của Trung Quốc, Thái Lan, Malayxia (mặc dù ở Malayxia không tính đến cán cân tài kho ản vãng lai) và Ấn Độ (mặc dù không phản ứng lại với các dòng FDI, nơi mà các phản ứng này đã giảm đáng kể). Tóm tắt từ những bằng ch ứng thực nghiệm của sự vô h iệu hóa : Quy mô của việc vô hiệu hóa từ dòng thu dự trữ ngoại hối đang tăng lên trong những năm gần đây với các mức độ khác nh au ở Châu Á cũng như là Châu Mỹ-Latinh. Điều này là ph ù hợp với những mối quan tâm lớn hơn về tác động của lạm phát tiềm năng của các dòn g thu dự trữ. Sự vô hiệu hóa phụ thuộc vào các thành phần của cán cân thanh toán từ các dòng thu, ví dụ như ở một số nước, sự tác động lên các dòng thu từ đầu tư trực t iếp nước ngoài thì ít hơn so với các tác động lên thặng dư tài khoản vãng lai hay các dòng thu không phỉa là FDI. Điều này là phù hợp với quan điểm cho r ằng các quốc gia n ày ít quan tâm đến tác động tiền tệ của các dòng đầu tư trực tiếp. 2.3. Chi phí, lợi ích và tính bền vững 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 ngày càng sâu sắc hơn của các nước đang ph át triển. Một hệ quả ph ụ của sự phát triển hội nh ập tài chính là t iếp xúc nhiều hơn với bất ổn tài chính. Những lo n gại về bất ổn tài ch ính và tiền tệ làm tăng cường tính bổ sung giữa các mức độ tích trữ dự phòng và vô hiệu hóa. Trong phạm vi từng quốc gia có thể tiếp tục tích lũy dự trữ, vô hiệu hóa v à t ính ổn định của ch ính sách hỗn hợp này phụ thuộc vào những lợi ích và chi phí liên quan. Bên cạnh những lợi ích mang lại, quản lý dự trữ quốc tế khó tránh khỏi những hạn chế nghiêm trọng. Đầu tiên, đó là chi phí cơ hội trực tiếp của dự trữ liên quan đến năn g suất biên (hiệu suất biên) của vốn công và / hoặc chi phí vay bên ngoài. Thứ hai, chính sách vô hiệu hóa có những chi phí tài chính liên quan tới sự khác biệt giữa một mặt là chi phí trả cho những khoản nợ ngân hàng trung ương phát hành để vô hiệu hóa thanh khoản trong nước (hoặc chi phí cơ hội từ việc bỏ qua lợi nhuận trên tài sản trong nước, chẳng hạn như trái ph iếu chính phủ bán cho khu vực tư nhân), và mặt khác là lợi nhuận thu được trên tài sản dự trữ nước n goài. Hình 4a đại diên cho các chi phí tài chính của chính sách vô hiệu hóa trong trường hợp của Trung Quốc, thong qua sự bởi sự khác biệt giữa lãi suất trái phiếu 1 năm của Ngân hàng Trung Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 26 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Ương Trung Quốc và kho bạc Mỹ (mức chênh lệch là sự khác biệt giữa hai h ình trụ theo ch iều dọc trong hình 4b). 26 Quan sát thấy sự chênh lệch lãi suất là dương, nhưng thu hẹp lại trong năm 2003 và 2004, và thực sự đảo ch iều âm trong n ăm 2005, ngụ ý Trung Quốc sau đó đã k iếm được tiền trên số dư từ hoạt động vô hiệu hóa. Tuy nhiên, việc thu hẹp khoảng cách này trong các quý gần đây ( và chênh lệch dương một lần vào tháng 12 năm 2007) ngụ ý rằng ch i phí vô hiệu hóa của Trung Quốc đã tăng lên. Hình 4b mô tả việc thay đổ i chênh lệch l ãi suất cho năm quốc gia Châu Á từ tháng 6 năm 2004 và tháng 5 năm 2007, cho thấy rằng ch i phí vô hiệu hóa tăng trong tất cả các quốc gia này. Sự vô hiệu hóa và t ích lũy dự trữ ngoại hối cũng liên quan đến chi phí rủi ro đạo đức vĩ mô và vi mô. Rủi ro đạo đức vĩ mô phát sinh khi tích trữ dự phòng khuyến khích ch i tiêu trong chế độ đặc trưng bởi sự bất ổn định chính trị và giám sát bị giới hạn (xem Aizenman và Mar ion, năm 2004, Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 27 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 cho thấy nước được đặc trưng bởi bất ổn chính trị và sự phân cực lớn hơn lựa chọn để nắm giữ ít hơn dự trữ quốc tế). Rủi ro đạo đức vi mô phát sinh khi tích trữ dự phòng trợ cấp nhận rủi ro (Yeyati, năm 2008, gọi yêu cầu dự trữ bắt buộc tại các ngân hàng như là một điều khoản đình chỉ khả năng chuyển đổi trước). Cuố i cùng, dự trữ tích trữ và sự vô hiệu hóa có thể khuyến khích khu vực tài chính biến dạng. Ví dụ, sử dụng các công cụ phi thị trường (ví dụ 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 v i của các n gân hàng. Cũng như nó có thể gây t rở ngại sự phát triển tài chính bằng cách phân chia các thị trường nợ công thông qua việc các khoản nợ của n gân hàng trung ương thay vì trái phiếu kho bạc. 27 Bài nghiên cứu cho rằng việc mở rộng mức độ vô hiệu hóa của một quốc gia có thể thực hiện phụ thuộc vào khả năng vượt qua các cuộc suy thoái tài ch ính và các t ình trạng bất ổn khác của nền kinh tế. Trong phụ lục, chúng tôi đã đề xuất một mô hình giải thích khả năn g để vô hiệu hóa phụ thuộc vào khả năng thay thế bất hoàn hảo của tài sản trong một thế giới nơi chi phí của tài sản kinh doanh thay đổi một cách có hệ thống thông qua đại lý (bởi vì khả năng tác động cân bằng) và trên các loại tài sản (do tính thanh khoản và đặc điểm rủi ro khác nhau). Trong khuôn khổ này, chúng tôi cho thấy rằng các chính sách xoa dịu áp lực tài ch ính lớn tron g nước cũng giảm chi phí vô hiệu hóa. Điều này cho thấy rằng các nước có khả năng và sẵn sàng tham gia vào vô hiệu hóa tài chính lớn hơn sẽ có thể để duy trì các chính sách cấu trúc t ích trữ dự phòng và vô hiệu hóa cho một khoảng thời gian dài. 28 Sự ổn định chính sách kết hợp hiện nay còn phức tạp khi tính toán chi phí - lợi ích của mỗi quốc gia, phụ thuộc vào các hành động của các quốc gia khác. Các quốc gia lựa chọn chiến lược tăng trưởng định hướng xuất khẩu có thể chọn tăng tích trữ để cải thiện và duy trì khả năng cạnh tranh của họ với các nước công nghiệp khác. Ví dụ như, Trung Quốc v à các nước Đôn g Nam Á đang cố gắng để duy trì khả năng cạnh tranh trong xuất khẩu sang Mỹ, vì các nước này có chi phí vô hiệu hóa thấp hơn sẵn sàng làm sai lệch h ệ thống tài chính của họ, có thể gia tăng đáng kể trong dự trữ ngoại tệ.Như vậy điều n ày giải thích cho sự gia tăng chưa từng có trong dự trữ ngoại hối của Trung Quốc từ Năm 2002, lên tới gần 50% GDP và cao hơn các mức độ của các nước Đôn g Nam Á khác (xem Aizenman v à Lee, 2008). Tuy nhiên, các kết quả này dễ mất đi nếu như một quốc gia có chi phí vô hiệu hóa vượt quá lợi ích. Những nhận định này là phù hợp với Toàn cảnh Kinh tế Thế giới (2007), cho rằng việc duy trì tỷ giá hối đoái danh nghĩa qua sự can thiệp của vô h iệu hóa có thể không hiệu quả vì dòng vốn ch ảy vào quá lớn và liên tục.Thật vậy, gần đây, chi phí vô hiệu hóa của Trung Quốc gia tăng có thể giải thích cho sự suy giảm trong mức độ vô hiệu hóa v à đã có dấu hiệu gia tăng lạm phát. Chúng tôi phát hiện ra sự thay đổi đáng k ể trong mức độ vô hiệu hóa của thị trường các Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 28 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 nước mới nổi là phù hợp với bộ ba bất khả thi mới, trong đó thị trường các quốc gia mới nổi tham gia tích lũy dự trữ ngoa i hối trong khi đồng thời cố gắng duy trì chính sách độc lập tiền tệ. Quan sát đầy đủ hơn của thay đổi t ính chất và mức độ linh hoạt tỷ giá, hội nhập tài chính, v à tự chủ về tiền tệ giữa thị trường các nước mới nổi cần những nghiên cứu chuyên sâu. Ghi chú 1. Thông tin đã được biết đến qua các báo cáo, tài liệu của Obstfeld và Rogoff (1995) và Fischer (2001). Các thông tin l iên quan đã đưa ra nhận định rằng một mức giá cố định có thể tạo ra một "cái bẫy" lớn hơn trong thời đại hội nhập tài chính, theo đó một chính sách ban đầu sẽ tạo ra một biện pháp tương đối hiệu quả để chống lạm phát, nhưng kết quả cuố i cùng của ch ính sách ghìm giá ổn định không đủ mạnh để tạo ra một cú sốc thực sự và điều đó làm cho nền k inh tế bị tổn thất phúc lợi lớn hơn. (x em Eichengreen, Năm 1999; Frankel, năm 1999; Edwards và Levy Yeyati, năm 2005; Aizenman và Glick, (2008a). 2. Danh sách các nước có kinh nghiệm tương tự rất nhiều (ví dụ như Nga, Brazil và những người khác ). Tài liệu tham khảo của ch úng tôi ch ủ yếu là tập trung vào Mexico và các n ước tron g khu vực Đôn g Á bời vì thời gian c uộc khủng hoảng của các nước n ày, họ là những nước đầu tiên trong khu vực trải qua biến cố "đột n gột dừng lại", đó là bị ảnh hưởng sâu sắc sự đảo ngược của các dòng tài chính ngắn hạn ("tiền nóng"). 3. Lưu ý rằng sự ổn định tỷ giá hố i đoái có thể luôn là m ục tiêu mà chính sách mong muốn . Có rất nhiều ch ính sách quản lý cho phép các quốc gia ổn định tỷ giá hối đoái của họ, trong khi giữ lại các tùy chọn của tỷ giá hối đoái điều ch ỉnh sự hiện diện của nh ững cú sốc lớn mà không cần trải qua một sự cân bằng của khủng hoảng thanh toán. Tương tự như vậy, các nước có thể lựa chọn không cho tỷ giá hối đoái ổn định, mặc dù chi phí ít hơn độc lập tiền tệ (xem kinh nghiệm của E-xtô-ni-a, Hồng Kông, và các nước khác). Do đó, trong dòng Trilemma, x u h ướng hộ i nhập tài chính của các nước đang phát triển n gụ ý rằng họ ph ải đánh đổ i lợi ích của hộ i nhập tài chính đối với chi phí giảm tự chủ về tiền tệ hoặc tỷ giá hối đoái linh hoạt. 4. Đối với những lý do này, ngay cả nước đã duy trì tỷ giá hối đoá i cố định, chẳng hạn như Trung Quốc cho đến giữa năm 2005, họ hỗ trợ ch ính sách của họ bằng cách dự trữ một lượng kh á lớn ngoại tệ. 5. Cơ quan tiền tệ cũng có thể tìm kiếm để vô hiệu hóa hiệu quả của các dòng vốn dự trữ, không chỉ trên tiền dự trữ cơ bản, mà còn cung cấp tiền rộng hơn bằng cách, ví dụ, tăng yêu cầu dự trữ bặt buộc trên tiền gửi ngân hàng. Ví dụ Trung Quốc , đã tăng dự trữ bắt buộc đáng kể trong những năm gần đây. 6. Sử dụng các thay đổi bốn quý giúp lằm phẳng dữ liệu bằng cách loại bỏ nhiều hơn 4 quý nhiễu. Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 29 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 của đồng USD, FL biểu thị trách nhiệm tài ch ính của ngân hàng trung ương (IMF đường 16C), và " ∆" là các nhà điều hành thay đổi. Theo đó, chúng tôi xác định ∆DC = ∆RM - ∆FR. 8. Trường hợp ngoại lệ là những năm 1993 khi Trung Quốc kiềm chế hiệu quả luồng dự trữ nước ngoà i bằng cách mở rộng cổ phần tiền dự trữ , tăng n ắm giữ tài sản trong n ước. 9. Thời gian mẫu cho Argent ina và Brazil bắt đầu 4 quý sau kh i thực hiện cải cách tiền tệ vào1992Q1 đối với Argent ina và 1995 Q2 đối với Brazil. 10. Chúng tôi quy gán cho tăng trưởng GDP hàng quý cho một số nước trong mẫu của chúng tôi từ một trung bình di động của các quan sát trước khi năm nay, hiện tại, và năm sau. 11. Chúng tôi bắt đầu với các mẫu có thời gian, 1984 Q2-1994Q1, 1984Q3-1994Q2, vv..., kết thúc với 1997Q3 - 2007Q2, tùy thuộc vào dữ liệu sẵn có. 12. Lưu ý rằng hệ số vô hiệu hóa ch ỉ là một tham số xác định lập trường của chính sách t iền tệ. Sự hiểu biết đầy đủ hơn của chính sách tiền tệ đò i hỏi thông tin về những thay đổi trong ngân h àng thương mại và t rung ương yêu cầu dự trữ, giảm giá các hoạt động chiết khấu, vv. 13. Những con số báo cáo một trong những hệ thống lỗi tiêu chuẩn, sử dụng các lỗi Newey- West được điều chỉnh cho nố i tiếp tương quan c ủa 3 quý. 14. Cân bằng dữ liệu của n gân hàng trung ương Trung Quốc chỉ có từ 1985Q3, ngụ ý rằng bốn quý đầu tiên quan sát sự thay đổi bắt đầu vào 1986Q2, và các mẫu 40 quý đầu tiên trong thời gian 1986Q2-1996Q1. 15. Quỹ tài sản có chủ quyền của Trung Quốc, Tổng công ty Đầu tư Trung Quốc, là không chính thức, được thiết lập cho đến nửa sau của năm 2007 với vốn ban đầu $ 200 tỷ trong tổng số Trung Quốc dự trữ nắm giữ và sau đó hơn 1,3 ngh ìn tỷ USD. Nhưng có những dấu hiệu cho thấy tài sản ngân hàng trung ương thay đổ i tổ chức tiền nhiệm của nó, Huijins Investment, và một số ngân hàng thương mại Trung Quốc trước đó. số tiền này đối với báo cáo nước ngoài n ắm giữ dự trữ sẽ làm giảm tầm quan trọng của dự trữ dòng vốn nước n goài chảy vào và nâng cao quy mô của tài sản ngân hàng trong nước, kết quả trong một mức độ ước tính thấp hơn vô hiệu hóa. 16. Đối với Argent ina, chính sách tiền tệ bước đầu đã được ổn định với việc áp dụng các đồng tiền của mình trong 1991Q1, có nghĩa là bốn quý đầu tiên bắt đầu quan sát sự thay đổi trong 1992Q1, và 40 quý đầu tiên của thời kỳ mẫu cán 1992Q1-2001Q4. Đối với Brazil, 40 quý đầu t iên cán mẫu là 1995Q2-2005Q1. 17. Trong các đặc điểm kỹ thuật đầu tiên, chúng tôi cũng bao gồm một biến ph ụ thuộc cũng như ba quý giả như các biến giải thích. Xem Mohanty và Turner (2006) sử dụng một tương tự nh ư đặc 7 . C ụ t h ể, ch ú n g t ôi x ác đ ịn h F Rt = ( S LC / $) t ( F R$ t - F R$ t -1) - ( FL t - FLt-1), trong đó FR $ b i ểu t hị d ự t rữ n g o ại t ệ b ằn g đ ô l a (I MF d ò n g 1 1d ), S L C / $ l à giá tiền tệ địa phương Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 30 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 điểm kỹ thuật, cũng thấy Glick và Hutchison (2000), người sử dụng một vector không bị ràng buộc sửa chữa sai sót theo phương pháp ước tính vô hiệuhóa linh hoạt. 18. Argent ina và Brazil trong mẫu chỉ 10 năm sau kh i thực hiện cải cách tiền tệ, 2002Q1 cho Argentina và 2005Q2 cho Brazil. 19. Chúng tôi nhận thức được tiềm năng của những thành kiến vốn có trong v iệc sử dụng kiến thức trước khi chọn mốc thời gian gián đoạn. Vì lý do này chúng tôi cố tình tránh việc lựa chọn mốc thời gian gián đoạn dựa trên điểm uốn của đường hồi quy. Chúng tôi không cảm thấy kết luận chung của chúng tôi sẽ bị ảnh hưởng bởi việc sử dụng cách tiếp cận phức tạp hơn chuỗi thời gian gián đoạn đã xác định. 20. Giả sử chiều dài di chuyển có thể có lỗi trung bình của h ai lần số lượng của chồng chéo các quý, tài khoản tương quan nối tiếp có thể không chỉ từ sự chồng chéo, mà còn từ các n guồn khác (ví dụ như xem Cochrane, 1991). 21. Cần lưu ý r ằng chúng tôi không dùng tài khoản của co thể dịch chuyển động thời bởi vì dòng dự trữ ngoại hối thay đổi này có thể đáp ứng ch ính sách tiền tệ trong nước, đặc biệt là kh i sự can thiệp của ngân hàng trung ương ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoá i. Tuy nhiên, trước khi tìm cách kiểm soát nội sinh có thể có của các biến giải thích trong hồi quy vô hiệu hóa thông qua công cụ dự toán đã không tìm thấy tác động nhiều vào cường độ hệ số và sai số chuẩn của họ so với OLS (ví dụ như Ouyang et al., 2007). 22. Bao gồm GDP danh nghĩa làm cho thời kì gián đoạn không đáng kể trong các trường hợp của Thái Lan và Singapore. 23. Sự gia tăng trong vô hiệu hóa quan trọng đối với cả Argent ina và Brazil trong Bảng 1, chúng tôi kiểm soát các yếu tố quyết định khác của ch ính sách tiền tệ trong nước với GDP danh nghĩa, nhưng không cho phép bất kỳ gián đoạn trong việc ứng phó với biến này. Rõ ràn g, cho phép một gián đoạn trong việc ứng phó với lạm phát, như trong cột (3) trong bảng 2, cho thấy ảnh hưởng của một gián đoạn trong hành vi vô hiệu hóa. Kết quả trong Bảng 2 cho Argentina có vấn đề đặc biệt như hệ số tương quan với dự trữ trong dòng vào là đáng kể và t ích cực, trong trường h ợp này, hệ số tương quan lạm phát cũng như ý n ghĩa lớn bất thường (giá trị tuyệt đối). 24. Nếu ngân hàng trung ương không nhạy cảm với bất kỳ mối quan t âm về độ lớn tương đối kh ác nhau các thành phần của cán cân thanh toán, người ta hy vọng rằng hồi quy có liên quan mức độ có nghĩa thống kê . Cuộc thảo luận về nh ững rủi ro t iếp xúc ngày càng tăng v ề "vốn nổi" cho thấy các ngân hàng trung ương thực sự có thể điều chỉnh chính sách của nó để lại mối quan tâm lớn hơn về "vốn nổi "chứ không phải là về dòng FDI. 25. Các dữ liệu quý về sự cân bằng của cán cân thanh toán bằng tiền đô la được chuyển đổ i thành tiền tệ địa phương sử dụng trung bình giá tiền tệ địa phương của đồng đô la cho mỗi quý. Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 31 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 26. Lưu ý rằng bài viết này bỏ qua tác dụng xác định giá trị các bất lợi từ sự đánh giá liên tục của Nhân Dân tệ và đồng tiền châu Á khác. 27. Hoạt động vô hiệu hóa theo hình thức này cũng có chi ph í. Ví dụ, hành động dự trữ yêu cầu như một thuế đố i với các n gân hàng nh ằm giảm t rung gian tài chính và áp đặt một hình thức hệ thống tài chính. 28. Cuộc thảo luận chỉ ra rằng các chi phí vô hiệu hóa là tổng cơ hội chi phí t rực tiếp và chi phí gián tiếp liên quan kiềm chế tài ch ính trong các hình thức k iểm soát vốn và yêu cầu dự trữ cao h ơn đối với hệ thống n gân hàn g. Trọng tâm của bài báo của chúng tôi là trên các khía cạnh tích cực của xu hướng vô hiệu hóa gần đây, chúng tôi không cố gắng để ước tính chi phí tổng thể của vô hiệu hóa. Tuy nhiên, bài viết của ch úng tôi phù hợp với những thay đổi trong chi phí dự trữ trực tiếp ảnh hưởng đến các mô hình vô hiệu hóa. Chúng tôi sẽ tiếp tục điều tra các vấn đề này dành cho nghiên cứu trong tương lai. 2.4. Phụ lục nghiên cứu Phụ lục này phân tích các chi phí của sự vô hiệu hóa bằng cách xây dựng một mô hình từ các yếu tố quyết định đến khả năng thay thế giữa trái phiếu tron g và ngoài nước được đặc trưng bởi gia tăng biên trong sự khác biệt lãi suất liên quan đến việc cắt giảm phần đón g góp của trái phiếu nước ngoài t rong danh mục đầu tư cá nhân. Chúng tôi xem xét một quốc gia mà các đại lý phải đối mặt với việc kiềm soát tài chính và sự không chắc chắn về lạm phát trong nước, khấu hao tiền tệ và thuế suất trên thu nhập. Tỷ suất sinh lợi thực tế của cư dân trong nước nắm giữ trái phiếu trong nước và ngoài nước (B, B*) là: Trong đó, i là lãi suất thu nhập danh nghĩa, π là tỷ lệ lạm phát trong nước, e la tỷ lệ khấu h ao của đồng tiền trong nước v à t* là thuế đánh trên thu nhập do nắm giữ tài sản nước ngoài, phản ánh các chi phí thực tế của việc kiểm soát tài chính; π, e và t* đều là ngẫu nhiên. Thuế suất t* phản ánh tiêu chuẩn de facto của việc kiểm soát tài chính mà trong đó có thể bao gồm các quy định nghiêm cấm hoặc xử phạt việc nắm giữ tài sản nước n goài. Chúng tôi giả định các đại lý e ngại rủi ro, với phương sai trung bình : Tỷ suất sinh lợi thực tế mong đợi có thể được tính như sau: Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 32 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 Với Do đó, sự can thiệp của vô hiệu hóa làm giảm phần đón g góp của tài sản nước ngoài trong danh m ục đầu tư cá nhân, B* /W làm tăng sự khác biệt đối v ới lãi suất mong đợi, E[r]-E[r*], do mức độ e ngại rủi ro làm điều ch ỉnh phương sai của sự khác biệt lãi suất thực,  2 r  r Các giá trị π, e và t* đều ngẫu nhiên. Đặc biệt, chúng tôi biểu thị qua a’k, εk là các hằng số và sự kết hợp n gẫu nhiên v ới giá trị k, k=π, e, t* , bằng: Chúng tôi tiếp tục giả định (i) lạm phát và tỷ lệ khấu hao mong đợi trong nước có mối tương quan, (ii) sự bất thường không có ý nghĩa và có thể có tương quan, và ( iii) có 2 loại đại diện (i=l,h), với sự khác biệt chi phí của việc nắm giữ các tài sản nước n goài phản ánh mức độ e ngại rủi ro khác nhau tiềm năng, với ưu đãi cho loại i=l có t* thấp, nghĩa là: Từ r – r* = I – i* + t* - e, kéo theo: Khi đó Chúng tôi dự đoán rằng mối tương quan giữa khấu h ao và thuế kiểm soát tài chính là tương quan dương, nghĩa là  , Biểu thức (A6) ngụ ý rằng có một sự tương quan cao hơn giữa tỷ giá hối đoái, tỷ lệ khấu h ao và thuế kiểm soát tài chính làm giảm chi ph í của sự vô hiệu hóa. Hiệu ứng này mạnh mẽ hơn khi mức độ kiểm soát tài chính lớn hơn ( ngh ĩa là cao hơn giá trị c, v à lớn h ơn là phần đón g góp của các Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 33 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 đại lý phản ứng với giá trị cao hơn c). Trong trường h ợp hạn chế mà sự tương quan tiến đến 1, nghĩa là  t *  k  e trong đó k là hằng số và Do đó, khả năng vô hiệu hóa phụ thuộc vào khả năng thay thế không hoàn toàn của các tài sản trong một thế giới mà các chi phí của việc trao đổi các t ài sản thay đổi một cách hệ thống thông qua các đại lý (bởi vì tác động của quy mô có thể đạt được) và qua các loại tài sản (do tính thanh khoản và đặc tính rủi ro khác nhau). Chính sách khuy ến khích kiểm soát tài chính nội địa nhiều hơn cũng sẽ giảm chi phí của sự vô hiệu hóa. Điều này cho thấy rằng các nước có t hể và sẵn sàng để t iến hành vô hiệu hóa t ài chính nhiều hơn thì sẽ có thể duy trì hình thức chính sách đầu cơ tích trữ và vô hiệu hóa trong một giai đoạn dài hơn Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 34 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 CHƯƠNG III: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Bài nghiên cứu đã trình bày thay đổi đáng kể trong mức độ vô hiệu hóa thông qua việc ph ân tích quá trình chuyển đổi bộ ba bất khả thi từ: một quốc gia chỉ có thể chọn thực hiện đồng thời 2 trong 3 mục tiêu k inh tế vi mô: sự độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá, và hội nhập tài ch ính sang bộ 3 bất khả thi mới: hội nhập tài chính rộng hơn, tỷ giá linh hoat và sự di chuyển tự do của dòng vốn. Kết quả là càng nhiều quốc gia có thị trường mới nổi chọn áp dụng chính sách kết hợp giữa tỷ giá thả nổi có quản lý, đồng thời vẫn cố gắng duy trì một mức độ độc lập t iền tệ nhất định cùng v ới việc gia tăng hội nhập tài chính. Và họ đã làm rất thành công việc này với một sự kết hợp chính sách dự trữ quy mô lớn và vô h iệu hóa. Thông qua mô hình hồi qui di động, việc so sánh về hành vi vô hiệu hóa giữa các quốc gia bài nghiên cứu đã cho thấy chinh sách vô hiệu hóa đã được sử dụng ngày càng rộng rãi ở nhiều quốc gia sau cuộc khủng hoảng Châu A hoặc thời điểm mà Trung Quốc bắt đầu thực hiện ch ính sách vô hiệu hóa mang tính bước n goặc n ăm 2002. Nhằm đánh giá tầm quan trọng của các điểm gãy trong hành v i vô hiệu hóa, tác giả đã sử dụng mô hình hồi qui với các biến giả DumBreak và Dumcrisis và nhận thấy rằng các dòng tiền đi vào đã được vô hiệu hóa bằng cách giảm thiểu các tài sản nội địa của NHTW và hành vi vô hiệu hóa này đã gia tăng. Ngoài ra hệ số tăng trưởng GDP danh nghĩa là dương, cho thấy NHTW cung cấp thanh khoản cho nền kinh tế bằng cách gia tăng lượng cung tiền nhằm đáp ứng cho các hoạt động kinh tế lớn hơn. Bài nghiên cứu cũng cho tháy các quốc gia ở Châu Á và Mỹ La tinh đã tăng mức độ vô hiệu hóa trong những năm gần đây, cho phép các quốc gia này có sự phản ứng trực tiếp với áp lực lạm phát. Ngoài ra ch ính sách vô hiệu hóa phụ thuộc kết cấu dòn g tiền vào của cán cân thanh toán, chẳng hạn ở vài nước thì sự phản ứng đố i với dòng vốn FDI đi vào thì ít hơn đối với thặng dư tài khoản vãng lai hay dòng vốn không phải FDI. Cho thấy rằng các nước này thì ít lo lắng về ảnh hưởng tiền tệ của n guồn vốn đầu tư trực t iếp. Bài nghiên cứu cũng thảo luận về lợi ích và chi phí c ủa việc vô hiệu hóa. Nhiều nước thì chi phí của vô hiệu hóa x uất hiện ít hơn so với lợi ích nhận được, khi kết hợp với sự ổn định về ch ính sách t iền tệ và sự tích lũy dự trữ. Tuy nhiên, bài cũng giới thiệu chứng cứ cho thấy rằng lợi ích tương đối từ việc vô hiệu hóa đối với Trung Quốc và các quốc gia khác thì giảm trong những quí gần đây. Điều này ngụ ý cho sự giới hạn về tính bền vững của cấu hình ch ính sách mới trong thời gian tới. Cuối cùng, bài nghiên cứu vạch r a một mô hình giải thích khả năng để vô hiệu hóa dựa trên khả năng thay thế bất hoàn hảo của tài sản trong một thế giới, nơi mà chi phí của việc mua bán tài Vn đ vô hiu hóa, chính sách tin t và s hi nhp tài chính toàn cu 35 Nhóm 23 Ngân hàng Đêm 2 – Khóa 22 sản thì khác nhau một cách có hệ thống thông qua những đại lý (do hiệu ứng qui mô có thể xảy ra) và thông qua loại tài sản (vì tính thanh khoản khác nhau và rủi ro khác nhau). Chúng ta có thể thấy rằng những ch ính sách ủng hộ cho sự kiềm hãm tài chính nội địa lớn hơn sẽ cắt giảm được chi phí vô hiệu hóa, và cũng đề nghị rằng mức độ mà các quốc gia có thể vô hiệu hóa thì nó phụ thuộc v ào sự sẵn lòng chịu đựng sự kiểm hãm tài chính và sự biến dạng kinh tế khác. Những kết quả của bài nghiên cứu với những thay đổ i đáng kể tron g mức độ vô hiệu hóa đã chứng minh là những quốc gia có thị trường mới nổi thì phù hợp v ới bộ ba bất khả thi mới, nơi mà các nước tham gia dự trữ ngoại hối đồng thời cố gắng duy trì chính sách độc lập tiền tệ. Bài nghiên cứu đã đề cập đến tác động của n guồn vốn FDI, non-FDI hay thặng dư tài kho ản vãng lai đến ch ính sách vô hiệu hóa của các quốc gia có thì trường mới nổi. Với đặc điểm ở các quốc gia đang phát triển trong đó có Việt Nam tồn tại một nguồn vốn ODA lớn. Việc tìm hiểu đầy đủ hơn về tác động của dòng vốn ODA đến chính sách vô hiệu hóa ở các quốc gia đang phát triển cần những nghiên cứu chuyên sâu hơn. TÀI LIỆU THAM KHẢO Aizenman, Joshua and Jae-woo Lee, “Financial versus Monetary Mercantilism – Long Run View of Large International Reserves Hoarding,” The World Econom y 31 (2008):593-611 Aizenman, Joshua and Nancy Marion, “The High Demand for International Reserv es in the Far East: What’s Going On?” Journa l of the Japanese and Interna tional Economies 17 (2003) :370- 400 Chenyin g Zhang, “ Steri lization in China: Effe ctiveness and Cost,” (2010) Fischer, Stanley, “Exchange Rate Regimes: Is the Bipolar View Correct?” Journa l of Econom ic Perspectives 15 (2001):3-24 Obstfeld, Maury, Jay Shambaugh, and Alan M. Taylor, “The Trilemma in History: Tradeofffs among Exchange Rates, Monetary Policies, and Capital Mobility,” Review of Economics and Statistics 3 (2005):423-38 Giáo trình Tài Chính quốc tế, Đại học Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh, 2011