VẤN ĐỒ VÔ HIỆU HÓA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ SỰ HỘI NHẬP TÀI CHÍNH TOÀN CẦU

VẤN ĐỒ VÔ HIỆU HÓA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ SỰ HỘI NHẬP TÀI CHÍNH TOÀN CẦU

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜ NG ĐẠI HỌ C KINH TẾ TP.H CM

BỘ MÔ N TÀI C HÍNH Q UỐC TẾ

ĐỀ TÀI:

GVHD: TS NGUYỄN KHẮC Q UỐ C BẢO Dan h sách nhóm 23 lớp NH Đêm 2-K22

1 Đặng Thụy Thanh Lan

2 Chung Thị Thu Hiếu

3 Lê Thị Yến

4 Nguyễn Toàn Xuân Nhã

DANH MỤC HÌNH, BẢNG BIỂU

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

CHƯƠ NG I: TỔ NG Q UAN NG HIÊN CỨU

1.1 T óm tắt (Abstract) 1

1.2 Giới thiệu (Introduction) 1

1.3 Các n ghiên cứu trước đây (l iterature r eview) 2

1.4 Phương pháp n ghiên cứu (M ethodology an d data) 3

CHƯƠ NG II: NỘ I DUNG NGH IÊN C ỨU 2.1 Ch uyển đổ i bộ ba bất khả thi 5

2.2 Tích lũy dự trữ ngoại hối và thực hiện chính sách vô hiệu hó a 6

2.2.1 Ước lượn g mức độ vô hiệu hóa 9

2.2.2 Chính sách vô hiệu hó a và lạm phát 17

2.2.3 Chính sách vô hiệu hó a và các thành phần c ủa cán cân thanh toán 21

2.3 Chi phí, lợi ích và t ính bền vữn g c ủa chính sách vô hiệu hóa 25

2.4 Phụ lục ngh iên cứu 31

CHƯƠ NG III: KẾT Q UẢ NGH IÊN C ỨU 34 TÀI LIỆU TH AM KHẢO

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Hình 1: Dự trữ ngo ại hối ròng và sự thay đổi tín dụn g nội địa ròng của ngân h àng trun g ư ơng ở m ột

số nước châ u Á 8

Hình 2: Hệ số vô hiệu hóa có được bằng chạy hồi quy 40 quý ; được quan sát ở các nư ớc châu Á và Mỹ Latinh 10

Hình 3: Hệ số phương sai của các hệ số vô hiệu hóa 12

Bảng 1: Kiểm định sự gia tăng của chinh sách vô hiệu hó a qua thời gian 14

Bảng 2: Kiểm định ảnh hư ởn g của lạm phát đến chinh sách vô h iệu hóa 18

Bảng 3: Kiểm định ảnh hư ởn g từ các thành phần của cán cân thanh toán đến chính sách vô hiệu hóa 22 Hình 4a: Lãi suất 1 năm trái phiếu kho bạc M ỹ và Ngân hàn g T run g ương Trun g Quốc 26

Hình 4b: Chênh lệch l ãi t rái phiếu so với trái phi ếu kho bạc 1 n ăm của Mỹ 26

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DC Dom estic cr edit (t ín dụng nội địa)

FR Foreign reserve s (D ự trữ n goại hố i)

RM Reserv e money – base money (cung tiền cơ sở)

CHƯƠNG I: TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU

1.1 Tóm tắt:

Bài nghiên cứu xem xét việc thay đổi cơ cấu và tính hiệu quả của chính sách vô hiệu hóa đã ảnh hưởng như thế nào ở những quố c gia có thị trường mới nổi khi nhữn g quốc gia này tự do hóa thị trường v à hội nh ập vào nền kinh tế thế giới Các tác giả định lượng xu hướng biên của việc thực hiện vô hiệu hóa sự tích lũy n guồn dự trữ ngoại hối đi vào của cán cân thanh toán xuyên suốt các quốc gia, v à qua thời gian Nghiên cứu cho thấy rằn g mức độ vô hiệu hóa c ác dòn g vốn dự trữ nư ớc ngoà i đã tăng lên trong nhữn g năm gần đây sẽ làm đa dạn g hóa m ức độ ảnh hưởn g ở châ u Á cũng như ở châu Mỹ La tinh, cùng với những lo n gại lớn hơn về tác động của dòn g tiền dự trữ này đến lạm phát Nghiên cứu cũn g cho thấy hiệu quả của ch ính sách vô hiệu hóa ph ụ thuộc vào các thành phần của cán cân thanh toán

1.2 Gi ới thiệu:

Trong c uối nh ững n ăm 1980 và đầu nhữn g n ăm 1990, nhữn g quốc gia thị trường mới nổi đã

đi theo hướng mở cửa và gia tăn g tự do hóa tài chính T uy nhiên, c ũn g vì cố gắn g duy trì một m ức

độ ổn định tỷ giá hối đoái và sự độc lập về chính sách tiền tệ, nhiều quốc gia đã phải trả giá bằng những cuộc suy thoái tài chính n ghiêm trọng Sau hậu quả của cuộc suy thoái, nhữn g quốc gia thị trường mới nổi đã chọn m ột cơ cấu tài chính với tỷ giá hối đoá i linh hoạt hơn m ặc dù vẫn chịu sự quản lý của chính phủ, cùn g lúc v ới sự tiếp t ục của hội nhập tài ch ính và m ức độ độc lập của chính sách tiền tệ trong nước Việc gia tăng tích trữ của dự trữ ngoại hối đã trở thành một nhân tố chính trong việc n ân g cao tính ổn định của cơ cấu m ới này Mối quan ngại về ch i phí để duy trì sự ổn định tiền tệ với chính sách hỗn hợp m ới này đòi hỏi chính phủ cần thiết phải hỗ trợ việc tích lũy các tài sản quốc tế bằn g m ột chính sách vô hiệu hóa m ạnh hơn Nhữn g lo ngại về chi phí cơ hội của vi ệc tích lũy dự trữ và chi phí tài chính của ch ính sách vô hiệu hóa, đã đặt ra c âu hỏi về tính khả thi của chính sách hỗn hợp này trong dài hạn, đặc biệt là tính hiệu quả của chính sách vô hiệu hóa

Các nghiên cứu trước đã phân tích các kh ía cạnh khá c nhau của sự phát triển gần đây, chẳng hạn là tính chất và mức độ của tỷ giá hố i đo ái linh hoạt tốt hơn, t ự chủ về tiền tệ và tài chính hội nhập của các nước thị trườn g mới nổ i (ví dụ như Fisch er, 2001; Aizenm an và Lee, 2008) Trong nghi ên cứu này này tác giả tập trung quan tâm về m ức độ vô hiệu hóa bằn g vi ệc ước tính xu hướng biên hành v i vô hiệu hó a sự tích lũy tài sản nước ngoài theo thời gian cho các quốc gia ở châu Á và

Mỹ Latinh

Kết quả của ch úng tôi xác nhận rằng việc tích lũy dự trữ ngoại hối lớn hơn tron g nhữn g n ăm gần đây tương quan với m ức độ vô hiệu hóa lớn hơn ở các nước đan g phát triển ở Châ u Á cũn g như

Châ u M ỹ Latinh Đặc biệt, n ghiên c ứu chỉ ra r ằng có sự gia t ăng đán g kể trong hệ số vô hiệu hóa trong nhữn g năm gần đây Do đó, sự gia tăn g tích trữ n guồn dự trữ quốc tế và việc vô hiệu hóa ảnh hưởng của lạm phát đã bô sun g cho nhau trong nh ững năm gần đây T hêm vào đó, chúng tôi thấy rằng tác độn g c ủa vô h iệu hóa lên nguồn vốn đầu tư trực tiếp n ước ngoài ( FDI) t hườn g là ít hơn so với thặng dư tài khoản vãn g lai v à các dòng vốn không phải là vốn đầu tư nước n goài FDI, và cũng cho rằng m ối nghi ngại về sự bất ổn của chính sách tiền tệ phụ thuộc vào những nhân tố cấu thành của cán cân thanh toán.

Ch úng tôi cũn g thảo luận về nhữn g lợi ích và chi phí của sự vô hiệu hóa Đối với nhiều quốc gia chi phí của việc vô hiệu hóa ít hơn so v ới lợi ích nhận được, kh i kết hợp với sự ổn định về chính sách tiền tệ v à sự tích lũy dự trữ T uy nhiên, n ghiên cứu c ũn g trình bày bằn g chứn g cho thấy rằng lợi ích tương đối từ việc vô hiệu hóa đối với T run g Quốc và các quốc gia khác đã giảm trong những quý gần đây Điều này ngụ ý cho sự giới hạn về tính bền vữn g của chính sách mới trong tương lai

Cuối cùng, ch úng tôi phác thảo m ột mô hình (được trình bày trong Ph ụ lục) giải thích khả năng vô hiệu hóa dựa trên khả năn g thay thế bất hoàn hảo của tài sản trong một thế giới nơi mà c ác chi phí mua bán tài sản thay đổi m ột cách có hệ thốn g thông qua đại lý ( do hiệu ứng qui mô có thể xảy ra) và thông qua c ác loại tài sản ( do tính thanh kho ản và r ủi ro khác nh au) Ch ún g tôi cho thấy chính sách ủng hộ cho sự kiềm hãm tài chính nội địa lớn hơn sẽ cắt giảm chi phí của vi ệc vô hiệu hóa, cho thấy m ức độ mà ở đó m ột nước có thể vô hiệu hóa phụ thuộc vào mức độ m à nó sẵn sàng chịu đựn g để áp chế tài chính và biến dạn g k inh tế khác

1.3 Các nghi ên cứu trước đây:

Theo Stanley Fischer trong bài n ghiên cứu “Exchange Rate Regimes: Is the Bipola r View

Co rrect?” (2001) đã cho thấy có sự chuyển dịch mạnh mẽ từ chế độ tỷ giá hối đoá i cố định sang tỷ

giá linh ho ạt ở cả nhữn g quốc gia đã và ch ưa hộ i nhập vào thị trườn g vốn quốc tế

Theo bài n ghiên cứu “F inancia l versu s m onetary m ercantilism -long-run view of la rge internationa l reserves hoa rding” của Aizenm an, Jo shua an d Jae-woo Lee (2008) đã đề cập đến vấn

đề dự trữ n goại hối của Trung Quốc, Hàn Quốc và Nhật Bản Đồng thời bài n ghiên cứu c ũng đề cập đến việc tạo dựng lợi thế tươn g đối trong x uất khẩu v ới sự tích lũy dự trữ lớn Ngoài ra, động cơ phòng n gừa là một động lực mạnh m ẽ để tích lũy dự trữ Khi các nước với cơ cấu thươn g m ại phụ thuộc lẫn nhau cùn g theo đuổ i ch ủ nghĩa trọng thươn g, có thể dẫn đến tích trữ cạnh tranh Ngo ại tác tiêu cực có thể đẩy tích trữ dự trữ vượt quá mức mong muốn Hình thành khu vực dự trữ ch ung có thể là m ột phương pháp để giải hó a tác động tiêu cực của cạnh tranh tích trữ

Trong bài n ghiên cứu “The trilem ma in histo ry: Tradeof fs among exchange rates, Moneta ry policies, and capital m obility” (2005) nhóm tác giả Obstfel d, Maury, Jay Sh ambaugh, và Alan M

Taylor đã khẳn g định tồn tại sự đánh đổi giữa 3 mục tiêu: ổn định tỷ gía, độ c lập tiền tệ và hội nhập tài chính Sự hạn ch ế này đã tạo nên một kết hợp bộ ba bất khả thi mới bao gồm: hội nhập tài chính rộng hơn và t ỷ giá linh hoạt hơn, từ bỏ ổn định tỷ giá để có t hể duy trì m ột m ức độ độc lập tiền tệ nào đó cùn g với sự di chuyển tự do của dòng vốn

Theo Aizenman Josh ua và Nancy Marion trong bài n ghi ên cứu “T he high demand for international re serv es in the far ea st: wh at’s goin g on?” (2003) đã đề cập đến việc mở rộn g m ức độ

vô hiệu hóa c ủa m ột quốc gia thì có thể thực hiện được dựa v ào khả năn g v ượt qua các cuộc suy giảm tài ch ính và các tình trạn g bất ổn khác của nền kinh tế Ở các quốc gia có thị trư ờn g m ới nổi, ban đầu, dự trữ ngoại hối chỉ đơn thuần là để đảm bảo khỏi nguy c ơ v à tác động của khủng hoản g, trong bố i cảnh ngày càng nh iều đồn g tiền neo v ào đô la Bài học từ khủn g hoàng tài chính 1997-

1998 đã thức tỉnh các quốc gia đang phát triển, buộ c họ xây dựng dự trữ ngoại hối để vô hiệu hoá, ngăn chặn cuộc tấn côn g từ các nh à đầu c ơ và có thể giải quyết tốt hơn những cú sốc vĩ m ô do dòng vốn đảo chiều đột n gột

Trong bài n ghi ên cứu “Sterilization in Chin a: Eff ectivene ss and Co st” (2010), Ch enying Zhang đã đề cập đến m ức độ vô hiệu hóa và di ch uy ển vốn của Trun g Quốc trong thời gian gần đây với việc từ bỏ n eo tỷ giá cố định v à tích lũy dự trữ n goại hố i tăng nhanh chón g với kết quả m ô hình thì hệ số vô hiệu hóa (β1) khoản g -0.8 đến 0.9 nghĩa là chính sách vô hiệu hóa gần như hoàn toàn Ngoài ra bài n ghiên cứu c ũng kh ẳng định có lợi ích biên từ sự kết hợp giữa vi ệc n ắm giữ ngoại hối lớn và thực hiện ch ính sách vô hiệu hóa Son g, lợi ích biên từ v iệc vô h iệu hóa giảm trong tương lai Khi Trung Quốc thực hiện chính sách tỷ giá hối đoái linh động hơn, việc giảm dòn g vốn đi vào theo

lý thuyết sẽ giảm nhẹ chính sách vô hiệu hóa

1.4 Phương pháp nghiên cứu:

Bài nghiên cứu sử dụn g phương pháp OLS bình phươn g nhỏ nhất để ước lượn g hệ số vô hiệu hóa β sử dụn g mẫu cuộn 40 quý với dữ liệu trong giai đoạn từ năm quí 1 năm 1994 đến quí 4 năm 2006 (ngoại trừ Ar gentina và Br azil)

Các giả định của ph ươn g pháp OLS:

- Phươn g sai không thay đổi (homorcedaticity) Trong bài này dữ liệu giữa các quốc gia là khác nhau, các mô hình chạy riên g lẻ cho từn g quốc gia nên kh ả năng x ảy ra phương sai thay đổi là khôn g cao

- Không có tự tươn g quan ( ser ial corre lation) (n ghĩa là khôn g có m ối quan hệ giữa các phần dư trong mô hình) Do dữ liệu áp dụn g theo chuỗi thời gian n ên biến sau bị tác độn g bởi biến trước

- Không có đa công tuyến (n gh ĩa là không có mối quan hệ giữa các biến độc lập trong mô hình)

- Các quan sát không ngẫu nhiên

- Dữ liệu phải có phân phối chuẩn (t ạm chấp nhận giả định n ày)

- Không có m ối quan hệ giữa ph ần dư v à các biến độc lập (hiện tượn g nội sinh)

Tác giả cũn g tiến hành đánh giá ph ươn g trình trong toàn bộ thời gian c ủa m ẫu bằn g c ách thêm vào biến tươn g tác nh ân với biến giả DumBreak, Dum Cri sis Mô hình còn trình bày cả độ lệch tiêu ch uẩn Huber-White và độ lệch tiêu ch uẩn Newey-W est

Chươ ng II: Nội dung nghiên cứu 2.1 Chuyển đổi bộ ba bất khả thi :

Một bài học lớn của thập kỷ qua h ay nh ững bài học trước đó đã thấy được các n guy cơ của

sự hội nhập tài chính quốc tế với tỷ giá hối đoái cố định Mỗi cuộc kh ủn g hoảng lien quan đến thị trường tài chính quốc tế nhưMexico vào năm 1994; T hái Lan, Indonesia và Hàn Quốc vào năm

1997, Nga và Brazil v ào năm 1998; Argentina v à T hổ Nhĩ Kỳ v ào năm 2000 ; đều có liên quan đến một chế độ tỷ giá hối đoái cố định T rong c ùng thời gian, m ột số quốc gia không áp dụn g chế độ tỷ giá hoái đoái cố định như: Israel, Mexico, và Nam Phi vào năm 1998 đã tránh được các c uộc khủng hoảng gây ra nhữn g thiệt hại nặn g nề cho các quốc gia thị trường mới nổi do tỷ giá cố định.1 Kết quả là, ngày càng nhiều quốc gia có thị trường mới nổi đã lựa chọn áp dụng chính sách tỷ giá hối đoái kết hợp tr giá thả nổ i có quản lý, đồng thời vẫn cố gắn g để duy trì m ột m ức độ độc lập tiền tệ nhất định cùng với việc gia tăng hội nhập tài chính

Sự thay đổi của cơ cấu chính sách t iền tệ của c ác nước đan g phát triển có t hể được hiểu một cách dễ dàng hơn nếu ta ứng dụn g ch ún g vào kh uôn khổ của tình thế bộ ba bất khả thi Bộ ba bất khả thi cho rằn g: m ột quốc gia chỉ có thể chọn thực hiện đồng thời hai t ron g ba m ục tiêu kinh

tế vĩ mô: sự độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính

Với thị trường vốn đón g, một quố c gia có thể có kiểm soát chính sách tiền tệ và tỷ giá hối đoái cố định, nh ưn g khôn g thể đồn g thời hội nhập tài chính Đây là sự lựa chọn chính sách ưu tiên của các quốc gia đan g phát triển vào giữa đến cuối nh ững năm 1980, khi họ duy trì một sự kết hợp của ổn định tỷ giá, độ c lập tiền tệ, với tài khoản vốn đón g

Vào nh ững năm cuối 1980 và đầu những năm 1990 các quốc gia nh ư Mex ico, Hàn Q uốc,

và một số nền kinh tế châu Á khác, đã đi theo hướn g m ở cửa và gia tăng sự tự do tài chính Tuy nhiên, khi họ càng mở cửa về tài chính, họ thấy rằn g các m ục tiêu về hội nhập tài chính rộng hơn,

ổn định tỷ giá, và sự độc lập tiền tệ khôn g thể đồng thời đạt được Các mục tiêu chính sách khôn g phù hợp dẫn đến c uộc khủng hoản g tài chính trầm t rọng, tại Mexico năm 1994-1995 và trong kh u vực Đôn g Á trong thời gian 1997-1998.2 Những cuộ c kh ủn g hoảng này đã chứng minh rằn g có sự đánh đổ i trong bộ ba bất khả thi: một quốc gia lựa chọn hội nhập tài chính rộng hơn phải từ bỏ mục tiêu ổn định tỷ giá nếu m uốn duy trì m ột m ức độ độc lập tiền tệ.3 Sự hạn chế này đã gây ra các cuộc kh ủn g hoảng, sau sự cố này Mexico, Hàn Quố c, và m ột số nước khác lựa chọn một kết hợp chính sách mới Kết hợp bộ ba bất khả thi m ới bao gồm : hộp nhập tài chính rộng hơn và quản

lý tỷ giá hối đo ái linh hoạt hơn, từ bỏ ổn định tỷ giá để có thể duy trì một mức độ độc lập tiền tệ nào đó cùn g với sự di ch uyển tự do của dòn g vốn Vào đầu nhữn g năm 1990, Argentina đã áp

dụn g m ột kết hợp bộ ba kh ác liên quan đến cố định tỷ giá được hỗ trợ bởi một phiên bản của một chuẩn tiền tệ, hộp nhập tài ch ính hoàn toàn và đươn g nh iên là từ bỏ sự độc lập tiền tệ Và kết quả

là Ar gentina cũng đã trải qua một cuộc kh ủn g ho ảng ở đầu nhữn g năm 2000 khi chính sách tiền tệ không còn khả thi

Sau kh ủng hoảng, nhiều thị trườn g m ới nổi đã lựa chọn m ột cấu hình chính sách liên quan đến tỷ giá hối linh hoạt hơn, sự độ c lập tiền tệ trong nước, v à gia tăng sự hội nhập tài chính nhưng vẫn phải đi kèm với m ột chế độ quản lý tỷ giá tốt Vì vậy, khi đối m ặt 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 độn g ch ính sách hỗn hợp n ày vào giữa năm 205: cho ph ép sự hội nh ập tài chính m ạnh mẽ hơn, đồng thời cũn g nhanh chón g thích n ghi với vi ệc thực chiện tỷ giá thả nổi, đồn g thời cũng tích trữ và vô hiệu hóa m ột khối lượng lớn dòn g dự trữ ngoại tệ đó Các ch uyên gia ph ân tích kinh tế cũn g thừa nhận có một số thay đổ i về cấu tr úc trong mô hình dự trữ n goại hối ở các n ước đan g phát triển Một

sự thay đổi xảy ra trong đầu nhữn g năm 1990, phản ánh bằng sự gia tăn g trong tỷ lệ dự trữ ngo ại hối / GDP nước n goài, m ột xu hướng nổi rõ trong n gắn hạn sau cuộc khủng hoản g Đôn g Á 1997-

98, nhưng giảm xuống vào năm 2000 Một sự thay đổi c ấu trúc thứ hai diễn ra trong đầu nhữn g n ăm

2000, và lan rộn g bởi sự tăng nhanh chưa từn g thấy trong lượng dự trữ n go ại hối của T run g Quốc

Việc tích lũy m ột lượng lớn dự trữ ngoại hối có thể là xuất phát t ừ một vài lý do Đầu tiên, một số quốc gia y êu cầu lượn g dự trữ để đáp ứn g nh u c ầu dự phòn g L ượn g dự trữ giúp quốc gia tự bảo hiểm để phòn g n gừa trường hợp luồng vốn ngoại hối dừn g đột n gột, bằn g cá ch đó sẽ hạn chế mặt rủi ro của việc hội nhập tài chính T hứ hai, dự trữ có thể được sử dụng làm dịu tác độn g của những cú số c về tỷ giá hố i đoá i thực và hoạt độn g x uất khẩu c ủa m ột quố c gia trong mậu dịch, làm cho việc điều chỉnh tài khoản vãn g lai được dễ dàn g hơn Ngoài r a, ch ún g còn cho phép các quốc gia tránh vi ệc dựa vào IM F, Ngân hàng Thế giới, và các tổ chức tài ch ính quốc tế khác,… Cuối cùn g, tích lũy dự trữ ngọ a 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 tệ4

2.2 Tíc h lũy dự trữ ng oại hối và thực hiện chí nh sách vô hiệu hóa

Tích luỹ dự trữ kéo theo nhữn g hệ quả v ề tiền tệ Khi m ua các tài sản dự trữ n goại hối, Ngân hàng trung ươn g phải quyết định r ằn g có nên bỏ vốn bằng cách gia tăng lượn g tiền dự trữ cơ sở, từ

đó có khả n ăn g gây ra lạm phát, hay giảm đi tài sản ròn g 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 hưởn g của tích luỹ dự trữ lên lượn g tiền cơ sở theo nhiều cá ch, bao gồm các việc bán các công cụ thị trường, chẳn g hạn như trái phiếu ch ính phủ hay hối phiếu của các n gân h àn g trung ươn g hoặc bằn g các n ghiệp v ụ hoán đổi hay mua lại Với ngh iệp v ụ hoán đổi, Ngân hàn g trung ươn g đồn g ý mua hợp đồng tỷ giá kỳ hạn,

trong khi đó, với ngh iệp v ụ m ua lại, ngân hàng trun g ươn g sẽ bán đi các chứng từ có giá với thoả thuận sẽ m ua chúng lại trong tương lai Khi thị trường “yếu”, một số nhà chức trách tin vào những công cụ phi thị trường, nh ư là ch uyển tiền ký quỹ của ch ính ph ủ và nh ững cơ quan tài chính công từ

hệ thống n gân h àn g thươn g m ại vào n gân hàng tr un g ương hay bán dự trữ ngoại hối cho chính phủ (có thể cho phép chính ph ủ giảm t ối đa m ức n ợ từ bên n goài).5

Hình 1 thể h iện sự thay đổ i của tài sản dự trữ ngoại hối ròng (F R) và tài sản tín dụng nội địa ròng ( DC) trong m ỗi 4 quý ở ngân hàng tr ung ươn g, được vẽ dựa trên tổng dự trữ tiền ( RM) vào cuố i mỗi thời kì 4 quý của T run g Quốc, Hàn Quốc, và Thái Lan.6 Dự trữ ngo ại hối ròng được xác định bằng cách dựa trên m ệnh giá đồng đô la của dự trữ ngoại hối v à điều ch ỉnh theo sự thay đổi của tỷ giá hối đoái, mục đích là đưa r a m ột thang đo giá trị đã điều chỉnh c ủa những thay đổi trong

dự trữ ngoại hối so với đồng tiền nội địa.7 T ài sản tín dụn g nội địa ròng ( DC) được xác định bằng tổng dự trữ ( RM) trừ cho dự trữ n goại hối ròn g (FR) Nh ữn g giá trị dương của tích luỹ dự trữ ngoại hối ròng trong ngân hàng trun g ươn g tương ứn g với dòng thu dự trữ n goại hố i Giá trị âm của tín dụn g nội địa ròng tươn g ứng với các mức sụt giảm tài sản nội địa được nắm giữ bởi các nhà điều hành tiền tệ

Trong trường h ợp của Tr ung Quố c, mức độ vô hiệu hoá bị giới hạn tươn g đối cho tới đầu những năm 2000; vì luồn g dự trữ đi vào tác độn g m ạnh đến tiền tệ (t ức là ∆FR/RM dương) được tăng thêm bằn g các tác nh ân kích thích tiền tệ có được từ việc gia tăng tài sản nội địa c ủa n gân hàng trung ương (có nghĩa là ∆DC/RM dương).9 T uy nhiên, t ừ giữa n ăm 2002, vì T run g Quốc đã có kinh nghi ệm trong việc gia tăn g các dòng thu dự trữ n goại hối, nh ữn g dòng thu này tỷ lệ n ghịch với việc nắm giữ các tài sản nội địa của ngân hàng trung ươn g, trước hết thông qua vi ệc m ua bán hối phiếu của ngân hàng Nhân Dân Trung Quốc, n ghĩa là luồn g dự trữ đi vào đang được vô hiệu hoá Chính sách vô hiệu hóa tăng lên vào đầu nhữn g năm 2000 hàm ý khả năng ưu tiên thực hiện vô hiệu hóa hoàn toàn

Hàn Quốc và T hái Lan cũng đã có nhữn g kinh n gh iệm đán g k ể về dòng tiền dự trữ đi vào sau những thiệt hại của c uộc khủn g hoản g Châu Á Ở Hàn Quốc, dòng thu dự trữ đã tăn g lên trong năm 1999 và 2000, sau đó giảm xuốn g một ít, và tăng trưởng lại trong giai đoạn 2002-2005 x ung quanh khoảng thời gian T rung Quốc bắt đầu tăng tỷ lệ dự trữ Nhữn g nhà điều hành tiền tệ Hàn Quốc ph ản ứn g lại với tác độn g tiền tệ của cá c dòng thu bằn g chính sách vô h iệu hoá Một m ô hình tương tự về dòn g th u và vô hiệu hoá c ũn g xảy ra ở T hái Lan

Aizenm an và Glick (2008b) cho thấy kết quả của những nước được chọn khác t rong kh u v ực Châ u Á ( Singapor e, Malaysia, và Ấn Độ) và Châ u Mỹ Latinh (Ar gentina, Brazil, và Mex ico).9Trong trường h ợp của Ar gent ina, quốc gia này có nhữn g dòn g thu dự trữ nhỏ năm 2003 sau cuộc khủn g hoản g tài chính của quố c gia này năm 2001-2002; t uy nhiên, những dòn g thu này h iển nh iên

không bị vô h iệu hoá cho tới nửa cuối 2004 khi nh ữn g thay đổ i trong các tài sản nội địa do n gân hàng tr ung ươn g nắm giữ rơi xuống mức âm Ở Br azil, dòng thu dự trữ bắt đầu gia tăn g vào n ửa 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 bằn g mức sụt giảm trong tài sản nội địa do n gân hàn g trung ươn g nắm giữ cũn g x ảy ra ở Mexico vào năm 1996 sau những thiệt hại của kh ủn g hoảng đồn g 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 )

2.2.1 Ước lượng mức độ vô hiệu hóa

Ch úng ta chuyển qua ước lượng tính toán sự thay đổi trong mức độ vô hiệu hoá Ch úng tôi ước lượng quy mô của sự vô hiệu hoá bằng một m ô 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 n goại hối ròn g v à đưa vào bản g cân đối, nơi m à sự thay đổi được đo lường qua 4 quý v à dựa trên tỷ lệ dự trữ tiền vào cuối m ỗi

4 quý Ch úng tôi cũn g xem xét thêm tỉ lệ tăng trưởng GDP danh n ghĩa của 4 quý để kiểm soát những biến giải thích khác, Z, có thể là biến ảnh hưởng đến lượn g cầu tiền:10

∆DC/RM-4 = α + β ∆FR/RM-4 + Z

Ch úng tôi ước lượn g h ệ số vô hiệu hoá (β) bằng phương pháp bình phương nhỏ nh ất OLS sử dụn g m ẫu cuộn 40 quý.11 Trong nhữn g trườn g 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 từn g phần

Trong m ô tả cơ bản của ch ún g tôi, Z được định nghĩa là tỷ lệ tăng trưởng GDP danh ngh ĩa Giả sử cầu tiền ổn định, n gân hàn g trun g ương tăn g DC tại một tỷ lệ tăng truởn g của GDP sẽ đáp ứng sự gia tăng của cầu tiền m à không cần ph ải tích luỹ dự trữ n goại hối Như vậy, việc vô hiệu hoá hoàn toàn (β = -1) ngụ ý rằn g ngân hàn g trung ươn g cho phép tín dụn g nội địa thích nghi với cầu tiền ngày càng tăng cao do GDP tăng truởn g, nhưn g 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 m ột chính sách tiền tệ thắt chặt hơn, do nh ữn g m ối lo lắn g v ề lạm phát Trong trường hợp này việc tích luỹ một đơn vị dự trữ n go ại hố i sẽ làm giảm nhiều h ơn một đơn vị tài sản nội địa được n ắm giữ bởi ngân hàng trun g ương, do đó làm giảm luợn g tiền cơ sở T ươn g tự như vậy, khi giá trị của việc vô hiệu hoá lớn hơn 0 có thể cho thấy m ột chính sách tiền tệ mở rộng, do nhữn g lo ngại về một cuộc khủn g hoản g tín dụng hoặc bị ảnh huởng bởi một cuộ c khủn g hoản g có hệ thống.12

Hình 2 biểu diễn hệ số vô hiệu hóa từ việc chạy hồi quy cuộn dựa trên cơ sở ước lượn g của các đặc điểm kỹ th uật tiêu ch uẩn của ch úng tôi Hệ số quan sát tương ứng với quý 40 của mỗi m ẫu cuộn.13

T rong trườn g hợp của T r un g Quốc, quan s át thấy rằn g h ệ số vô hiệu hoá bắt đầu tăng ( giá trị tuyệt đối) từ khoản g 0,6 trong năm 2000, có x u hướn g 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 cũn g 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 chứn g cho thấy sự suy giảm trong mức độ vô hiệu hóa c ủa T run g Quốc có thể do hai khả năng T hứ nhất, t ích lũy dự trữ n goại hối của T run g Quốc trong thời gian gần đây có t hể đã được phóng đại đến mức các số liệu báo cáo ch ưa được điều chỉnh để có thể thực hiện n ghiệp v ụ ho án đổi

và chuyển dịch của tài sản dự trữ ngoại hối tới quỹ tài sản nhà nước ( SWF) c ủa T run g Quốc và tới ngân hàng nhà nước.15 Thứ ha i, T run g Quốc có thể đã đạt đến giới hạn trong khả năn g vô hiệu hoá những dòn g thu dự trữ có quy mô lớn

H ình 2 Hệ số vô hiệu hóa có được bằng chạy hồi quy 40 quý; đ ược quan sát ở các nước

châu Á và Mỹ Latinh

Ghi chú: Các biểu đồ trên mô tả các h ệ số ước lượn g dựa trên hồi quy mức thay đổ i m ức tín

dụn g nội địa c ủa n gân hàn g T run g Ư ơng trên sự thay đổi dự trữ n goại hố i (được định n ghĩa là sự thay đổi trong bốn quý có liên quan đến c ác khoản tiền dự trữ cuối 4 quý) và tăng trưởng GDP danh nghĩa ( bằn g một dải sai số ch uẩn) Hệ số quan sát được lấy vào t uần thứ 40 trong kỳ quan sát

Một sự sụp đổ trong hành vi vô hiệu hóa của Hàn Quố c là điều hiển nhiên s au c uộc kh ủng hoảng tài chính 1997-1998, với hệ số vô hiệu hóa tăng từ 0,9 đến hơn 1,0 v ào năm 1999 Ở T hái Lan và Malaysia, sự vô hiệu hóa tăng mặc dù ở mức độ thấp hơn, trong khi không có t hay đổi nào trong trườn g hợp c ủa Singapore Đối v ới Ấn Độ, một sự gia tăn g khiêm tốn trong trong việc vô h iệu hóa vào giữa nhữn g n ăm 1990 sau cuộc khủn g hoản g 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 L atinh Như trước đây, một dãy các mẫu bị giới h ạn vào khoảng thời gian sau sự ổn định chính sách tiền tệ n ăm

1991 tại Ar gent 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 dàn g qua các thời kỳ.16 T rong trường hợp của Mex ico, sự vô h iệu hóa tăng nhẹ v ào năm 1996 và sau đó vào khoản g n ăm 2005

T rong Aizenman và Glick (2008b), ch úng tôi kiểm tra độ nhạy các kết quả khi thay thế chi tiết trong m ô hình hồi quy Đặc biệt, ch úng tôi chạy các hệ số hồi quy dựa trên (i) nhữn g quan sát không chồn g chéo của nhữn g thay đổi hàn g quý, v à (ii) nhữn g quan sát không chồng ch éo của những thay đổ i của 4 quý được tiến hành hàng năm 17 Những ph át hiện chung của chúng tôi cho thấy rằng sự vô hiệu hóa đã tăn g lên m ạnh m ẽ m ột cách hợp lý

Việc chạy h àm hồi quy đã đưa ra việc vô h iệu hóa gia tăn g ở nh iều n ước sau cuộc kh ủng hoảng Châu Á hoặc tại thời điểm Trung Quốc bắt đầu sự vô hiêu hóa m ạnh m ẽ trong năm 2002 Để đánh giá m ức độ vô h iệu hóa của các quốc gia, ch úng tôi tiến hành m ột cuộc so sánh hành vi vô hiệu hóa x uyên quốc gia qua các thời kỳ H ình 3 báo cáo h ệ số ph ươn g sai của các hệ số vô h iệu hóa với các nước ở Ch âu Á và Mỹ L atinh cũn g như khi h ai khu vực đó kết hợp với nhau Ch úng tôi

đã tăng cường lấy mẫu c ủa các quốc gia: ở châu Á, so với các m ẫu ban đầu là Trung Quốc, Hàn Quốc, T hái Lan, Malay sia, Sin gapore, và Ấn Độ, ch úng tôi thêm Indone sia, Pakistan, và Việt Nam ;

ở Mỹ Latinh, so với các mẫu ban đầu là Ar gentina, Br azil, và Mex ico, ch ún g tôi thêm Chi le, Colom bia và Peru.18 Qua quan sát, ta thấy : ở châu Á, phư ơn g 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 Nhữn g kết quả n ày cho thấy: khoản g thời gian m à m ức độ vô h iệu hóa ở các quốc gia tăn g lên có thể có nét tương đồn g

Hình 3 Hệ số phươn g sai của các h ệ số vô hiệu hóa

Ghi ch ú: T ính toán dựa trên các h ệ số ước lượn g từ hồi quy mức tín dụng nội địa n gân hàng Trung Ư ơng trên sự thay đổi dự trữ n go ại hố i và tăng trưởn g GDP danh n ghĩa đố i với các quốc gia châu Á (Trung Quốc, Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia, Paki stan, Philippin es, Sin gapore, Thái Lan)

và Châ u M ỹ Latinh ( Argentina, Brazil, Chile, Colombia, Mex ico, 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 bản g 1 Ở đây chúng tôi đánh giá phư ơn g trình (1) trong toàn bộ thời gian c ủa m ẫu bằn g cách thêm vào biến tương tác ∆FR/RM nhân với biến giả “DumBreak”, xác định với m ột giá trị cho toàn thời k ì kể từ n gày sụt giảm Chún g tôi đã xác định ngày s ụt giảm cho mỗi quốc gia bởi quan sát đầu tiên sau cuộ c khủn g hoản g Châu Á 97-98 ( sau cuộc khủn g hoản g đồng peso của Mexico 94-95), khi m à dòng tiền dự trữ đi vào là dươn g và tài sản ròng nội địa đã giảm ít nhất 2 quý liên tiếp 19 Biến hồi quy biến đổi, được trình bày ở cột 3, mô tả m ột cách tách biệt hành vi vô hiệu hóa trong thời gian gần đây của dòn g dự trữ ngoại hối đi r a của một đất nước kí hiệu là Dum Cri sis (khủng hoảng giả) Mô hình còn trình bày cả độ lệch chuẩn của Huber –White (trong ngoặc đơn) và Newey- West (t rong n goặc vuông) Sai số Newey-W est điều chỉnh tươn g quan ch uỗi 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 c ủa các thay đổi trong bốn quý có thể làm sai lệch k ết quả Mốc thời gian gián đoạn

và thời kì khủn g hoản g 20 của mỗi quốc gia được biểu diễn ở cuối bảng 1 Phương pháp luận của chún g tôi xác định ngày sụt giảm ở quý 2 năm 2002 đối với T run g Quốc, quý 4 1998 đối với Hàn Quốc, T hái Lan, Malaysia và Sin gapore và quý 4 2000 đố i với Indo Và n gày sụt giảm đối với

Ar gentina, Bra zil v à M exico lần lượt là Quý 3 2004, quý 3 2003, quý 4 1996.21

Quan sát rằng các hệ số của biến dự trữ n goại hối đi vào và các biến tươn g tác thời kì thường có tác độn g nghịch biến cho tất cả các quốc gia, ám chỉ rằn g các dòng vốn đã bị vô hiệu hóa bởi sự cắt giảm của cá c tài sản trong nước của ngân hàn g trun g ương và sự vô hiệu đó đã gia tăng (tức là thay đổi trong việc nắm giữ tài sản nộ i địa giảm nhiều h ơn) sau n gày s ụt giảm Các hệ số của biến tương tác có m ức ý nghĩa 10%( bằng ph ươn g pháp kiểm định 2 bên) trong tất cả các trườn g hợp (ngoại trừ Malaysia) Điều này hỗ trợ quan s át rút r a từ các mô hình hồ i quy mà trong các m ô hình này hành vi vô hiệu hóa đã gia tăng trong thời gian gần đây ở các nước đang phát triển tại Châu Á cũn g như là ở các n ước ở châu Mỹ L a tinh Ngoà i r a cần lưu ý rằn g cá c h ệ số về tăn g trưởn g GDP danh n ghĩa là số dươn g, ám chỉ rằng Ngân h àng trun g ương cun g cấp tính thanh khoản cho n ền kinh

tế bằng cách gia tăng các chính sách của mình để đáp ứn g cá c hoạt độn g k inh tế lớn hơn.22

Ghi ch ú: Bảng 1 cho thấy các hệ số của sự sụt giảm tín dụng ròn g n gân hàn g trun g ương trong dự trữ ròng n ước n gười, đo lường thay đổ i trong 4 quý, ngh iên cứu hẹp lại bằn g sự sụt giảm trong cổ phi ếu tiền tệ ( R/M) D etan Ln ( GNP) là phần trăm thay đổi trong GDP danh n ghĩa ở 4 quý, Dum Bre ak là m ột biesn giả đại diện cho điểm gãy trong hành vi vô hiệu hóa Dum Cr isis là biến giả đại diện cho các dòng dự trữ đán g kể giai đoạn gần đây nhất Sai số ch uẩn Huber – W hite 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 v uôn 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 riên g biệt và sử dụng kiểm định 2 ph ía Các hằn g số khôn g được trình bày