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

  • Số trang: 41 |
  • Loại file: PDF |
  • Lượt xem: 11 |
  • Lượt tải: 0
nganguyen

Đã đăng 34173 tài liệu

Mô tả:

CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU Tiểu luận CHÍNH SÁCH VÔ HIỆU HÓA, CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬP TÀI CHÍNH TOÀN CẦU GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 1 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU Joshua Aizenman và Reuven Glick Tóm tắt nghiên cứu Đề tài này nghiên cứu về tác động của chính sách can thiệp vô hiệu hoá dựa trên các mô hình thay đổi và hiệu quả của sự can thiệp vô hiệu hoá ở n hững thị trường mới nổi khi các quốc gia này thực hiện việc tự do hoá thị trường và hội nhập với nền kinh tế thế giới. Tác g iả đ ã ước lượng xu hướng biên để vô hiệu hoá sự tích luỹ tài s ản ngoại hối kết hợp với dòng thu cán cân thanh toán ròng, qua nhiều quốc gia và thời kỳ, để từ đó kết luận được quy mô của sự vô hiệu hoá đối với dòng thu dự trữ ngoại hối đã tăng lên trong vài năm gần đây, với mức độ khác nhau ở châu Á cũng như châu Mỹ Latin. Điều này giải thích được mối quan tâm ngày càng lớn tới tác động lạm phát tiềm năng của dòng thu dự trữ. Tác g iả cũng nhận thấy sự can thiệp vô hiệu hoá phụ thuộc vào cấu thành của dòng thu cán cân thanh toán. Tất cả sẽ được làm rõ qua nội dung nghiên cứu dưới đây. 1. Giới thiệu Các thị trường mới nổi trong giai đoạn cuối những năm 1980 và đầu những năm 1990 gắn liền với xu hướng mở rộng tự do hoá tài chính. Với việc cố gắng duy trì sự ổn định về tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ độc lập ở một mức độ nào đó, đa số các nước này đã phải đối đầu với những cuộc khủng hoảng tài chính tồi tệ. Sau hậu quả của các cuộc khủng hoảng này, các thị trường mới nổi đã áp dụng chính sách tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn nhưng vẫn còn chịu sự quản lý, song song với việc tiếp tục hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ trong nước ở một mức độ nào đó. Rõ ràng là sau cuộc khủng hoảng do các chính sách tiền tệ s ai lầm, các nước vốn đi theo mô hình bộ ba bất khả thi cũ đã nhận thấy sự không phù hợp trong mô hình này và dần áp dụng mô hình mới với sự hỗ trợ của tích luỹ dự trữ và phản ứng vô hiệu hóa. Sự tích lũy dự trữ ngoại hối đã trở thành một thành phần quan trọng trong việc tăng cường tính ổn định của mô hình mới này. Những quan ngại về g iá phải trả cho việc duy trì sự ổn định tiền tệ với chính sách hỗn hợp mới này đã đặt ra GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 2 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU nhu cầu phải hỗ trợ cho việc tích luỹ dự trữ ngoại hối bằng những chính sách vô hiệu hoá mạnh mẽ hơn. Mối e sợ về chi phí cơ hội của việc tích lũy dự trữ và đổi lại là chi phí tài chính méo mó của việc vô hiệu hóa đã làm phát sinh nhiều câu hỏi về khả năng tồn tại lâu dài của chính sách hỗn hợp mới này, đặc biệt là hiệu quả của sự vô hiệu hóa. Trong tài liệu này , Aizenman và Glick tập trung quan tâm về quy mô của sự vô hiệu hóa bằng cách ước lượng xu hướng biên để vô hiệu hóa s ự tích lũy tài sản nước ngoài qua các thời kỳ thông qua các quốc gia được chọn ở châu Á và châu Mỹ Latin. Kết quả nghiên cứu đã khẳng định rằng sự tích lũy ngày càng nhiều của dự trữ ngoại hối trong những năm gần đây có liên quan tới ch ính sách vô hiệu hóa ngày càng mạnh mẽ ở các nước này. Đặc b iệt các tác giả đã chỉ ra rằng có một sự gia tăng đáng kể của hệ s ố vô hiệu hóa trong những năm gần đây. Như vậy các chính sách tích lũy dự trữ ngoại hối và vô hiệu hóa tác động của lạm phát tiềm ẩn đã bổ trợ cho nhau trong những năm gần đây. Thêm vào đó họ nhận thấy sự vô hiệu hóa dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) ít hơn vô hiệu hoá dành cho thặng dư tài khoản vãng lai và các dòng vốn không phải FDI, đã đặt ra mối nghi ngại về s ự bất ổn tiền tệ phụ thuộc vào các thành phần trong dòng thu của cán cân thanh toán. Các tác giả cũng tranh luận về lợi ích và chi phí của sự vô hiệu hóa. Đối với nhiều quốc gia, chi phí phát sinh của việc vô hiệu hóa ít hơn các lợi ích có được từ việc ổn định tiền tệ và tích lũy dự trữ. Tu y nhiên, họ đã đưa ra bằng chứng cho thấy lợi ích tương đối đối với Trung Quốc v à các nước khác đã giảm trong những quý gần đây. Điều này ngụ ý về những hạn chế của việc duy trì cấu trúc chính sách mới trong ngắn hạn. Cuối cùng tác giả phác thảo một mẫu giải thích khả năng vô hiệu hóa phụ thuộc vào khả năng thay thế không hoàn toàn của các tài sản trong một thế giới nơi mà ch i ph í của việc mua b án các tài sản này thay đổi một cách hệ thống. Họ chỉ ra rằng các chính sách khuyến khích sự kiềm chế tài chính trong nước đã giúp cắt giảm chi phí của sự vô hiệu hóa, đưa ra quy mô vô hiệu hóa của mỗi quốc g ia phụ thuộc vào mức độ sẵn sàng chịu đựng sự kiềm ch ế tài chính và những ản h hưởng tiêu cực khác lên nền kinh tế. GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 3 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU 2. Các kết quả nghiên cứu trước đây Các nghiên cứu trước Aizenman và Glick (2009) đa số tập trung vào bộ ba bất khả thi và các chính sách của các quốc gia dựa trên ba mục tiêu này. Stanley Fischer (2001) phát hiện ra rằng tỷ giá hối đoái neo mề m dẻo thì dễ có khả năng khủng hoảng và không thể chống đỡ được trong khoảng thời gian dài. Cũng cùng ý tưởng với Fischer (2001), Aizenman, Joshua và Reuven Glick (2008) đi đến kết luận rằng một nền kinh tế thoát khỏi chế độ tỷ giá hối đoái cố định thường đi cùng với khủng hoảng, chi phí của nó làm tăng khoảng thời gian neo giữ trước cuộc khủng hoảng. Aizenman và Marion (2003), đã nghiên cứu mẫu của khoảng 125 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn 1980-1986 và chứng minh được rằng việc nắm giữ nguồn dự trữ trong thời kỳ này có vẻ là kết quả được dự đoán trước của một số yếu tố như mức độ của các giao dịch quốc tế, sự bất ổn định của các giao dịch này, thoả hiệp tỷ giá hối đoái và các vấn đề chính trị. Đặc biệt, họ còn chứng minh được rằng rủi ro chủ quyền và việc thu thuế tốn kém để bảo đảm cho các nghĩa vụ pháp lý ngân khố nhà nước dẫn tới nhu cầu lớn và thận trọng về dự trữ quốc tế. Aizenman, Joshua và Lee (2008) khảo sát về mức độ mà ngoại tác “vừa học vừa làm” (LBD) kêu gọi hạ thấp tỷ giá hối đối, đây là chính sách được đề xuất bởi các nghiên cứu thực nghiệm thời gian này kết luận rằng có thể thúc đẩy tăng trưởng. Các kết quả có được lại khác nhau . Đối với nền kinh tế nơi ch ính sách này áp dụng trong khu vực giao dịch, nó có thể được sử đụng để nội hoá ngoại tác này nếu LBD kêu gọi chi trợ cấp viẹc làm trong khu vực này. Ngoài ra nếu ngoại tác này được thể hiện trong tổng đầu tư, chính sách tối ưu đòi hỏi trợ cấp chi phí trong khu vực giao dịch thì sẽ không có chỗ cho việc định giá thấp tỷ giá hối đoái. Ngoài ra một sự định giá thấp có chủ đích của việc tích trữ các dự phòng có thể phản tác dụng nếu việc vô hiệu hoá thiết yếu làm tăng chi phí đầu tư. Nghiên cứu thực nghiệm của Cheung và Ito (2008) nghiên cứu yếu tố quyết định theo kinh nghiệm của nhu cầu về dự trữ quốc tế và so sánh những kinh nghiệm của vài nền kinh tế châu Á và châu Mỹ Latin. GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 4 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU 3. Phương pháp nghiên cứu Để nghiên cứu về chính sách vô hiệu hoá, chính sách tiền tệ và hội nhập tài chính toàn cầu, hai tác giả Joshua Aizenman và Reuven Glick đã p hác thảo ra một mô hình nhằm giải thích khả năng để có thể vô hiệu hóa phụ thuộc như thế nào vào khả năng thay thế không hoàn toàn của tài sản trên thế giới, nơi những chi phí của những tài sản được giao thương thay đổi có hệ thống giữa các tác nhân (vì các tác động quy mô hợp lý) và giữa các loại tài sản (vì những đặc tính rủi ro và thay đổi thanh khoản). - Mô hình này thực hiện ước lượng quy mô vô hiệu hóa bằng mô hình hồi quy đơn của các nhà làm chính sách tiền tệ, về sự thay đổi tài sản nội địaròng dựa trên s ự thay đổi tài sản ròng nước n goài 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. Các tác g iả cũng tính luôn tốc độ tăng trưởng GDP dan h nghĩa của 4 quý phía bên phải để kiểm soát những biến giải thích khác, Z, điều mà có thể sẽ ảnh hưởng đến cầu tiền. Để đo lường điều này, các tác giả sử dụng hàm: ΔDC/ RM-4 = α + βΔFR /RM-4 + Z (*) - Tác g iả ước lượng hệ số vô hiệu hóa, β, với hàm OLS (Ordinary Leas t Square – Bình phương bé nhất) dùng mẫu rolling của 40 quý. Trong những trường hợp này một hệ số đơn vị, nghĩa là β = -1, trên biến ΔFR/RM đại diện cho chính s ách 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 thể hiện vô hiệu hóa một phần. Z được định nghĩa là tỉ lệ tăng trưởng GDP danh nghĩa. - Nguồn dữ liệu ph ục v ụ cho việc đo lườn g m ô hình được các tác giả sử dụng gồm : + Bảng cân đối từ Ngân hàng Trung ươn g Trun g Quốc có sẵn từ quý 3 năm 1985, quan sát nhữn g 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 cho tới quý 1 năm 1996. + Sử dụn g tổn g hợp nh ững thay đổi dự trữ ngoại tệ ròng và tín dụng nộ i địa ròn g của N gân hàn g trung ươn g các quố c gia Trung Quố c, Hàn Quốc, Thái Lan với số liệu lấy từ năm 1985 – 2007 (số liệu tính theo quý). GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 5 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU + Các tác giả dùng mẫu rolling của 40 quý, bắt đầu t ừ m ẫu thời kỳ quý 2 năm 1984 – quý 1 n ăm 1994, c uốn đến quý 3 năm 1984 - quý 2 năm 1994… và kết thúc với quý 3 năm 1997 – quý 2 n ăm 2007. Với số liệu đó, dùn g hàm t rên và ước lượng hệ số β để đo lườn g mức độ vô hiệ u hoá. + Các tác giả tiếp lục lấy mẫu tươn g tự cho Argentina, Brazil và Mexico v à tiến hành phân tích những biến động trong chính sách vô hiệu hoá ở 3 quốc gia này, cũn g như so sánh với các quốc gia châ u Á ở trên. - Tiếp t ục, các tác giả kh ảo sát độ nh ạy của kết quả trên bằng kỹ thuật hồi quy thay thế. Cụ thể, tác giả vẽ biểu đồ hệ số hồi quy rolling dựa trên quan sát hàng quý không trùn g lặp của những thay đổi trong 1 quý, v à quan sát hàn g năm khôn g tr ùn g lặp của nhữn g thay đổi tron g 4 quý nhằm tìm ra các hiệu ứn g vô hiệu hoá biến độn g như thế nào. - Các tác giả tiếp t ục gia t ăng m ẫu khảo sát thêm với các nước Malaysia, Sin gapore, Ấn Độ, Indonesia, Paki stan và Philippin. Tại Châu Mỹ La tinh là Chi Lê, Col um bia v à Peru. - Để xác định điểm gãy, điểm báo h iệu chính sách vô hiệu ho á trở nên vô hiệu v à khủng hoảng xảy ra, các tác giả ước lượn g đẳn g thức(*)cho thời kỳ m ẫu đầy đủ cũn g như bao gồmsự tác động củaΔFR/RMvới biến số giả Dum Break, được x ác định v ớimột giá trịduy nhấtcho tất c ả c ácthờikỳbắt đầuvới ngày x uất hiện điểm gãy (break date)được chỉ rõ của mỗi quốc gia. Bản g kết quả được đưa ra báo cáosai số tiêu ch uẩnHub er- Whitevàsai số tiêu ch uẩn Newey- West. Các sai số Newey- Westđiều chỉnh ch uỗ i tươn g quannối t iếpl ên đến8 quý, m ột sự liên quan có thể bởi việc sử dụn gnhững quansáttrùng lặp hàn g quýcủa sự thay đổi tron g 4 quý. - Dựa trên bản g kết quả ch ạy mô hình hàm (*), các kết quả được các tác giả đưa ra về vô hiệu hoá và lạm phát, vô hiệu hoá và thành phần của dòng vốn vào cán cân thanh toán và nhữn g chi ph í, l ợi ích, khả năn g ch ịu đựn g của của chính sách vô hiệu hóa. - Cuối cùn g, tác giả đưa ra m ột phụ lục khảo sát chi phí vô hiệu hóa bằng cách xây dựng mô hình định lượn g nhữn g nhân tố thay thế giữa các trái phiếu tron g n ước và trái phiếu nước n go ài. Lợi ích thực (r) đối với cư dân trong nước nắm giữ trái phiếu trong nước và nước ngoài (B, B *) là: GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 6 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU = − ∗ = ∗ + ∗ − − Trong đó i, i* có nghĩa là thu nhập lãi suất danh nghĩa, là tỷ lệ lạm ph át trong nước, e là tỷ lệ mất giá của đồng nội tệ, và t * là các thuế trên thu nhập từ việc nắm giữ tài sản nước ngoài, phản ánh chi phí thực của kiềm chế tài ch ính; , e, và t* tuân theo biến thiên ngẫu nhiên. Thuế suất t* phản ánh mức độ phổ biến của kiềm ch ế tài chính , mà có thể bao gồm các quy định kìm hãm hoặc xử phạt việc nắm giữ các tài sản nước ngoài. Giả đ ịnh rằng các chủ thể thì không thích rủi ro, có nghĩa là các sự ưu tiên khác nhau: = [ [ ] ∗ = (1 = ) + (1 − ) (1 = ]; ) Lợ i ích thực mong đợi khác biệt có thể được giải quyết như sau: ∗ [ ∗] − [ ] = ∗ ( − ) Tro ng đó , ∗ = , ∗, ∗ , =− ; ∗ = + ∗ −2 , ∗ , ∗ Từ đó, sự can th iệp vô hiệu hóa làm giả m phần tài sản nước ngoài ở danh mục đầu tư tư nhân, ∗ /W, gia tăng chênh lệch lãi suất dự kiến, [ ∗] − [ ], vì mức độ lo ngại rủi ro nhân với phương sai của chênh lệch tỷ lệ lãi suất thực, , Các biến và ∗ đều là ngẫu nhiên, Cụ thể, cho sốc phù hợp với các biến k, = − ; = − ; = ∗ , , = ∗ ∗ ∗ , . là hằng số và các cú ,vì − Các tác giả tiếp tục giả định: (i) tỷ lệ lạm phát trong nước dự kiến và tỷ lệ mất giá nội tệ có tương quan. (ii) những cú sốc thì = 0 và có thể có tương quan. GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 7 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU (iii) có hai loại tác n hân (i=l,h) với chênh lệch chi phí nắm giữ tài sản nước ngoài phản ánh mức độ khác biệt tiềm tàng của việc không thích rủi ro, với loại đặc biệt I ∗ = l có = thấp ngụ ý: − ; = − ∗ ; Trong đó [ ] = [ ] = [ − Chú ý rằng ∗ = ∗ + ∗ = − −2 ∗, ∗ ∗ = ( ∗ − ∗ ), = , ℎ, > ] = 0. + ∗ ∗ =( ) − , nó th eo sau: ∗ −2 ∗, đã từn g ∗ + . Do đó, ∗ - Mô =2 ( hình ∗ − nghiên ∗, ∗ cứu ) này được các tác giả Ouyan g, Alice, RamkishenRajan,vàThomas Willett đề cập bằng những khảo sát tương tự trong bài nghiên cứu “China a sa ReserveSin k:TheEvidence from Offset and Sterilization Coefficients,”, năm 2007. T uy nhiên, bài nghiên cứu của hai tác giả Joshua Aizenm an và Reuven Glick đã lần đầu tiên sử dụng h àm (*) với những số liệu được thu thập ro lling v ới mẫu khá rộn g cũng như nghiên cứu khá chính xác biến động trong chính sách vô hiệu hoá, phát hiện ra điểm gãy kh ủng hoảng. Đó là những điều mà những nghiên cứu trước đây chưa thể làm được. 4. Nội dung và các kết quả đạt được 4.1 Mối quan hệ giữa bộ ba bất khả thi và chính sách vô hiệu hóa Chính sách vô hiệu hóa như là một công cụ bù đắp khiếm khuyết của bộ ba bất khả thi, giúp Chính phủ có th ể thực hiện bộ ba bất khả thi đồng thời kiểm soát các tác động xấu tới nền kinh tế (chẳng hạn như lạm phát, tỷ giá hối đoái…). Phản ứng vô hiệu hóa hỗ trợ mở rộng các quỹ tích lũy dự trữ của các quốc gia, góp phần hình thành một bộ ba bất khả thi mới hiệu quả hơn với đỉnh thứ tư trong mô hình là tích lũy dự trữ (khác với bộ ba truyền thống gồm tỷ giá cố định, hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ). GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 8 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU 4.2 Tích lũy dự trữ và phản ứng vô hiệu hóa Sự tích lũy dự trữ có hàm ý liên quan đến tiền tệ. Khi ngân hàng trung ương mua n hững tài sản dự trữ ngoại tệ (foreign reserve ass ets) th ì phải quyết định có tài trợ cho nó bằng cách tăng cơ sở tiền dự trữ mà tiềm ẩn gây ra lạm phát hay là giảm tài sản quốc nội ròng để v ô hiệu hóa ảnh hưởng lên cơ sở tiền dự trữ trong nước. Ngân hàng trung ương có thể bù sự ảnh hưởng của tích lũy dự trữ trên cơ sở tiền tệ bằng một số cách, bao gồm bán công cụ trên thị trường như trái phiếu chính phủ, tín phiếu ngân hàng trung ương hoặc nghiệp vụ mua lại. Bằng nghiệp vụ hoán đổi ngoại hối, ngân hàng trung ương đồng ý mua ngoại tệ kỳ hạn, trong khi với nghiệp vụ mua lại (repos) ngân hàng trung ương bán chứng khoán với thỏ a thuận mua lại trong tương lai. Khi thị trường yếu, những nhà điều hành tin vào những công cụ phi thị trường như chuyển tiền gởi chính phủ và các tổ chức tài chính công từ hệ thống các ngân hàng thương mại đến ngân hàng trung ương hoặc bán dự trữ ngoại tệ cho chính phủ (có thể cho phép giảm nợ không giới hạn bên ngoài)1 . Một vài biểu đồ Biểu đồ 1 biểu thị sự thay đổi của 4 quý trong tài sản dự trữ ngoại tệ ròng (FR) và tài sản tín dụng nội địa ròng (DC), được tính tỷ lệ trên tiền dự trữ (RM) tại cuối của giai đoạn 4 quý trước đó cho Trung Quốc, Hàn Quốc và Thái Lan.2 Dự trữ ngoại tệ ròng được định nghĩa bằng cách lấy mức dự trữ ngoại hối chẳng hạn là dollar và điều chỉnh nó theo sự thay đổi tỉ giá hối đoái, tạo ra giá trị điều chỉnh đo lường sự thay đổi của dự trữ ngoại tệ bằng đồng nội tệ.3 Tài sản tín dụng quốc nội ròng (DC) được định nghĩa là tiền dự trữ (RM) trừ đi dự trữ ngoại tệ ròng (FR). Giá trị dương 1 Những quyền lực tiền tệ cũng có thể tìm cách vô hiệu hóa những tác động của dòng tiền đảo ngượ c, không chỉ cơ sở tiền đảo ngược, nhưng cũng trên tiền chung cung cấp, ví dụ: những y êu cầu dự t rữ b ắt buộc đang tăng lên trên tiền gửi ngân hàng. Ví dụ: Trung Quố c đã tăng yêu cầu dự trữ quan trọng trong những nă m gần đây. 2 Sử dụng những thay đổi vững chắc giúp làm dễ d àng dữ liệu bằng cách loại trừ những ồn ào quý này sang quý kia (quarter-to- quarter) 3 ), FR$ biểu thị dự Một cách cụ thể, chúng ta định nghĩa ∆FR t=( /$ ) ( $ − $ )−( − trữ ngo ại hối bằng U SD (I MF dòng 11d), / $ là giá đồng nội tệ củ a USD , F L bi ểu th ị n ợ tài ch ín h củ a ng ân h àng t ru n g ươ ng (IM F dòng 16c), và “ ∆ ” l à chênh lệch thay đổi. Th eo đó, chúng ta định nghĩ a ∆ =∆ −∆ . GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 9 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU của tích lũy dự trữ ngoại tệ ròng bởi ngân hàng trung ương tương đương với dòng dự trữ ngoại tệ đổ vào. Giá trị âm của tín dụng quốc nội ròng (DC) thì tương đương với sự sụt giảm tài sản quốc nội được giữ tại cơ quan điều hành tiền tệ. Trong trường hợp Trung Quốc, phạm vi của sự vô hiệu hóa bị giới hạn một cách tương đối cho đến những năm đầu thế kỷ 20, khi ảnh hưởng của dòng dự trữ ngoại tệ chảy vào (nghĩa là ∆FR/RM dương) nhìn chung được tăng thêm bởi sự nới lỏng tiền tệ đạt được từ việc mua v ào tài sản quốc nội của ngân hàng trung ương (nghĩa là ∆DC/RM dương).4 Tuy nhiên từ giữa năm 2002, khi T rung Quốc trải qua việc g ia tăng nhanh chóng dòng dự trữ ngoại tệ chảy vào, dòng tiền này đồng th ời với thay đổi âm của tài sản quốc gia đang nắm giữ bởi ngân hàng trung ương, thông qua việc bán tín phiếu chủ yếu của Ngân hàng nhân dân Trung Quốc, nghĩa là dòng vốn chảy vào đang bị vô hiệu hóa. Sự gia tăng phạm vi vô hiệu hóa trong những năm đầu thế kỷ 20 đưa đến một sự đứt gãy có thể từ hành vi vô hiệu hóa trước đó của Trung Quốc. Hàn Quốc và Th ái Lan cũng đã trải qua hiện tượng dòng vốn chảy vào đáng kể từ hậu quả của cuộc khủng hoảng châu Á. Tại Hàn Quốc dòng vốn chảy vào gia tăng trong năm 1999 và 2000, lắng xuống một p hần, sau đó tăng lại trong năm 2002 đến 2005 cùng lúc Trung Quốc bắt đầu gia tăng dự trữ ngoại tệ. Các chuyên gia chính sách tiền tệ Hàn Quốc đã đối phó với ảnh hưởng dòng ngoại tệ chảy vào bằng chính sách vô hiệu hóa. Mô hình tương tự của những dòng vốn đi vào và s ự vô hiệu hóa cũng thấy rõ ở Thái Lan. Aizenman và Glick (2008b) chỉ ra kết quả tại những quốc g ia được chọn tại Châu Á (Singapore, Malaysia, và Ấn Độ) và các quốc gia châu Mỹ La Tinh (Argentina, Brazil,và Mexico)5 Trường hợp Argentina dòng vốn chảy vào khiêm tốn nổi lên vào 2003 sau hậu quả cuộc khủng hoảng tài chính quốc gia năm 20012002; Tuy nhiên, dòng vốn chảy vào không bị vô hiệu hóa một cách rõ ràng cho đến 4 Sự ngoại lệ là thời kỳ 1993 khi Trung Quốc vô hiệu hóa những ảnh hưởng củ a dự trữ ngoại tệ ch ảy ra ngoài bằng cách mở rộng d ự trữ tiền bằng cách t ăng cường nắm gi ữ tài sản nội địa. 5 Kỳ lấy mẫu cho Ar ge ntin aandB razil b ắt đầu 4 quý sau sự th ực hi ện sửa đổi tiền tệ - quý1 nă m 1992 Arg entina v à qu ý 2 nă m 1 9 95 Brazil . GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 10 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU nửa sau năm 2004 khi mà sự thay đổi trong tài sản quốc g ia 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, kè m theo s ự vô hiệu hóa. Mô hình tương tự tại Mexico về dòng vốn chảy vào và s ụt 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 Các tác g iả quay trở lại nh ững thay đổi ước tính định lượng (quantitatively estimating) trong mức độ vô hiệu hóa. Các tác giả 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 th ay 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. Các tác giả cũng tính luôn tốc độ tăng trưởng GDP dan h 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.6 6 Tác gi ả quy về tăng trưởng GDP theo quý cho các nướ c trong mẫu của họ từ trung bình động của chu kỳ năm, hiện tại và những qu an s át ở năm tiếp theo . GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 11 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU Biểu đồ 1. Những thay đổi dự trữ ngoại tệ ròng và tín dụng nội đị a ròng của Ngân hàng trung ương: những quốc gia Châu Á được lựa chọn (những thay đổi 4 quý tương ứng với nguồn dự trữ tiền trước đó 4 quý, theo phần trăm) ΔDC/RM -4 = α + βΔFR /RM-4 + Z.(1) GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 12 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU Các tác giả ước lượng hệ số vô hiệu hóa, β, với OLS (Ordinary Least Square – Bình phương bé nhất) dùng mẫu rolling của 40 quý.7 Trong những trường hợp này một hệ số đơn vị, nghĩa là β = -1, trên biến ΔFR/RM đại diện cho chính sách vô hiệu hóa tiền tệ hoàn toàn của s ự 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 đ ịnh nghĩa là tỉ lệ tăng trưởng GDP dan h 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 s ách 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 g iảm 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.8 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 chu ẩn (benchmark specification) của chúng ta. Quan s át hệ số tương ứng với ngày của quý thứ 40 trong mỗi mẫu rolling.9 7 Tác giả bắt đầu với mẫu thời kỳ quý 2 năm 1984 – quý 1 năm 1994 , cuốn đến quý 3 nă m 1984 - quý 2 năm 1994… và k ết thúc với quý 3 n ăm 1997 – quý 2 năm 2007, phụ thuộc v ào dữ liệu có sẵn. 8 Chú 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 d ự trữ củ a ngân hàng nhà nước và ngân hàng t ư nh ân, những hoạt động chiết khấu… 9 Những con số b áo cáo những dãy s ai số tiêu chuẩn , sử dụng nh ững lỗi New ey–W est đã điều chỉnh cho sự tương quan theo chuỗi tùy vào 3 quý. GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 13 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU 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 tiếp tục tăng trong năm 2006 đạt đỉnh 1.5, đưa ra s ự xuất hiện một điểm gãy trong hành vi.10 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 n ăng. 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.11 Thứ 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. Điểm gãy 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 s át tại Th ái Lan và M alaysia, trong khi không có sự thay đổi nào rõ ràng trong trường hợp của Singapore. Đối với Ấn Độ, một s ự gia tăng vừa phải của vô hiệu hóa xuất hiện xảy ra vào giữa những năm 1990, sau cu ộc 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 giớ i hạn đến giai đoạn sau s ự 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.12 Trong 10 Dữ liệu bảng cân đối ngân hàng trung ương Trung Quốc có sẵn chỉ từ quý 3 năm 1985 , hà m ý rằng sự quan sát những thay đổi 4 quý đầu bắt đ ầu từ quý 2 năm 1986 và thời kỳ mẫu 40 quý đ ầu trôi qua là quý 2 n ăm 1986 – quý 1 năm 1996. 11 Quỹ của cải không giới hạn của Trung Quốc, Doanh nghiệp đầu tư Trung Quốc không được thiết lập chính thức cho đến n ửa s au năm 2007 v ới sự vốn hó a ban đầu của 200 tỷ dollar ra khỏi tổng nắm giữ dự trữ của Trung Quố c sau đó là của hơn 1.3 ngàn tỷ dollar. Nh ưng có những biểu hiện của những thay đổi tài sản ngân hàng trung ương đến cơ quan tiền nhiệm tr ước của nó, Huijins Invest ment, và s ang những ngân hàng thương mại Trung Quốc trướ c đó . 12 Ở Argentina, chính sách tiền tệ được ổn định ban đầu với sự chấp nhận của Ủy b an tiền tệ vào quý 1 năm GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 14 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU 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), các tác giả khảo sát độ nhạy của kết quả bằng kỹ thuật hồi quy thay thế. Một cách cụ thể, các tác giả 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.13Các tác giả 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 đ ã g ia tăng tại nhiều quốc g ia sau cuộc khủng hoảng Châu Á hoặc tại thời điểm Trung Quốc bắt đầu vô hiệu hóa một cách đáng kể vào 2002. Đế đ ánh giá phạm vi mà quốc gia nào đang hướng đến mô hình vô hiệu hóa tương tự, các tác giả làm một phép so sánh chéo các quốc 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. Các tác giả 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 các tác giả thêm vào các nước sau: Chi Lê, Columbia và Peru. 14 Quan sát cho thấy rằng hệ số 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. 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 nă m 1995 – quý 1 nă m 2005 . 13 Sự 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 Moha nty v àTu rne r(2006) người đã tận dụng chỉ rõ tương t ự; cũng xem Glick và Hut chison(2000) ng ười sủ dụng phương pháp vector điều chỉnh lỗi tự nguyện để ước lượng những động lực vô hiệu hóa. 14 Chúng ta tính Argentina và Brazil trong mẫu chỉ 10 nă m sau sự thi hành cải cách tiền tệ của họ, quý 1 năm 2002 cho Argentina và quý 2 năm 2005 cho Brazil. GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 15 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU Biểu đồ 2: Hệ số vô hiệu hóa từ hồi qu y Rolling 40 quý; những quốc gia châu Á và Châu Mỹ La Tinh được chọn Ghi c hú: Biểu đồ c ho thấy các ư ớc tính hệ số từ hồi quy thay đổi trong tín dụng quốc gia ngân hàng trung ương trên sự thay đổi trong d ự trữ ngoại t ệ (được xác định như là những thay đổi 4 quý liên quan đến số dư tiền dự trữ 4 quý trước đó) và tăng trưởn g G DP danh nghĩa (với dãy sai số chuẩn). Các quan sát hệ số tư ơng ứng với ngày của lịch quý thứ 40 trong thời kỳ mẫu xoay vòng. GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 16 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU Biểu đồ 3. H ệ sốbiến động của hệ số vô hi ệu 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,Me xico,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.Các tác giả 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 d ate)được chỉ rõ của mỗi quốc gia.Các tác giảnhận biết ngày xuất hiện điể m gãy của mỗi nướcbằngquansátđầu tiên sau khicuộc khủng hoảngchâuÁ1997-1998(sau cuộc khủng hoảngđồng peso19941995trong trường hợpcủaMexico), trong đó dự trữ dòng vốn vàodươngvàtài sảnquốc nội ròngđã giảmít nhất2 quý liên tiếp15 .Một phương pháp hồi quy khác đượcbáo cáotrongcột(3), kiểm soátmộtcáchriêngbiệthành vi vô hiệu hóa trong thời 15 Chúng 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 th ấy rằng nh ững kết luận chung sẽ bị tá c động bởi công dụng của những phương pháp chuỗi thời gian phức tạp cho nhận biết những đứt gãy . GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 17 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU giangần đâynhấtcủa những dòng dự trữ ngoại tệ đi ra quan trọng, ký hiệu là DumCrisis. Các tác giảbáo cáocảsai số tiêu chuẩnHuber-W hite(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 s ự thay đổi trong 4 quý.16 Ngày xuất hiện điểm gãy và thời kỳ khủng hoảngcho mỗi quốc giađược b áo cáoở d ưới cùngcủa Bảng 1. Phương pháp luậncủacác tác giảxác định ngày xuất hiện điểm gãy của TrungQuốc là 2002Q2, 1998Q4choHànQuốc, Th ái Lan, Malaysia, vàSingapore, và2000Q4cho Ấn Độ.Ngày xuất hiện điểm gãy riêng từng quốc gia choArgentina,Brazil, vàMexico tương ứng là 2004Q3, 2003Q3, và1996Q4. 17 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 h ành 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.18 16 Giả 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 t ừ những nguồn kh ác (xem Cochrane , 1991). 17 Nên lưu ý rằng chúng ta không tính toán xu hướng (đ ường chéo/độ dốc) (bias) đồng thời khả thi bởi nhưng những thay đổi dự t rữ ngo ại hối có thể đáp lại chính s ách tiền t ệ 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 t rong những hồi quy sự vô hiệu hóa xuy ên suốt sự ướ c lượng bằng phương tiện không tìm ra nhiều ảnh h ưởng lên độ lớn hệ số v à nh ững lỗi chuẩn của chúng ta khi so sánh với OLS (Ouyang). 18 Sự b ao gồ m GDP danh nghĩa diễn tả kỳ đ ứt gãy không qu an trọng trong nh ững tr ường hợp của Thái LanvàSi ng apor e. GVHD: T S. N guyễn Khắc Quốc Bảo Trang 18 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍN H SÁCH TI ỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU 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) (Dum Bre ak) +β2(ΔFR /RM) ( Dum Crisis) +β3Δln( GNP) Bảng A. C ác nước Châu Á được lựa chọn Trung Quốc Biến giải thích ΔFR/ RM (ΔFR/RM) (DumBreak) (1) -0.782 (0.148)*** [0.214]*** -0.345 (0.132)** [0.171]** (ΔFR / RM) (DumCrisis) Δ ln ( GNP) H0: β0 = -1 H0: β0 + β1 = -1 R bình phương điều ch ỉnh Ngày xuất hiện điểm gãy Thời kỳ khủng hoản g Thời kỳ mẫu Số quan sát GVH D: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo 2.183 2.194 0.674 (2) -0.768 (0.096)*** [0.141]*** -0.301 (0.102)*** [0.152]* (3) -0.827 (0.166)*** [0.244]*** -0.256 (0.146)* [0.221] 0.176 (0.304) [0.340] 0.889 0.918 (0.088)*** (0.103)*** [0.149]*** [0.160]*** 5.837** 1.083 1.046** 1.223 0.837 0.835 2002Q2 1992Q3-1993Q3 1986Q2-2007Q2 85 Hàn Quố c (1) -0.770 (0.089)*** [0.048]*** -0.252 (0.042)*** [0.059]*** (2) -0.833 (0.046)*** [0.066]*** -0.132 (0.057)** [0.078]* (3) -0.744 (0.038)*** [0.036]*** -0.193 (0.047)*** [0.043]*** -0.219 (0.064)*** [0.061]*** 1.058 1.198 (0.324)*** (0.326)*** [0.299]*** [0.392]*** 34.299*** 13.181*** 44.776*** 0.550 1.226 3.892 0.952 0.957 0.960 1998Q4 1997Q1-1998Q3 1985Q1-2007Q2 90 Thái Lan (1) -0.931 (0.032)*** [0.039]*** -0.099 (0.032)*** [0.047]** 4.639** 0.839 0.971 (2) -1.039 (0.034)*** [0.034]*** -0.034 (0.044) [0.059] (3) -0.929 (0.046)*** [0.055]*** -0.044 (0.043) [0.068] -0.127 (0.053)** [0.056]** 1.200 0.820 (0.262)*** (0.282)*** [0.271]*** [0.344]** 1.319 2.431 0.024 0.659 0.978 0.979 1998Q4 1997Q1-1998Q3 1985Q1-2007Q2 90 Trang 19 CHÍN H SÁCH VÔ HI ỆU HÓA , CHÍN H SÁCH TI ỀN TỆ VÀ HỘI NHẬ P TÀI CHÍNH TOÀN CẦU Bảng 1. Tiếp theo Bảng B. Các nước Châu Á được l ựa chọn Malaysia Biến giải thích ΔFR/RM (ΔFR/RM) (DumBreak) (1) -0.858 (0.140)*** [0.195]*** -0.193 (0.141) [0.195] (1) -0.935 (0.018)*** [0.016]*** -0.044 (0.011)*** [0.016]*** 1.036 3.791 (3) -0.874 (0.152)*** [0.198]*** -0.196 (0.153) [0.196] -0.077 (0.299) [0.295] 1.732 1.748 (0.416)*** (0.442)*** [0.713]** [0.761]** 0.761 0.689 8.940*** 9.081*** 0.829 0.851 (ΔFR / RM) (Dum Crisis) Δ ln (GNP) H 0: β0 = -1 H 0: β0 + β1 = -1 R bình phư ơng điều chỉnh Ngày xuất hiện điểm gãy Thời kỳ khủng hoảng Thời kỳ mẫu Số quan sát Singapore GVH D: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2) -0.880 (0.137)*** [0.177]*** -0.191 (0.142) [0.180] 0.849 1998Q4 1997Q3-1998Q3 1985Q1-2007Q2 90 Ấn Độ (2) -0.984 (0.019)*** [0.013]*** -0.018 (0.011 [0.016] (1) -0.822 (0.108)*** [0.189]*** -0.208 (1.108)* [0.192] 12.596*** 1.888 (3) -0.993 (0.024)*** [0.017]*** -0.014 (0.013) [0.016] 0.052 (0.083) [0.044] 0.567 0.584 (0.120)*** (0.129)*** [0.181]*** [0.182]*** 0.767 0.083 0.006 0.182 2.722 0.837 (3) -0.770 (0.099)*** [0.130]*** -0.169 (0.092)* [0.124] -0.363 (0.181)** [0.222] 0.924 0.919 (0.152)*** (0.147)*** [0.241]*** [0.226]*** 4.744** 5.386*** 2.606* 3.231* 0.983 0.986 0.849 0.892 0.986 1998Q4 1997Q4-1998Q3 1985Q1-2007Q2 90 (2) -0.805 (0.090)*** [0.126]*** -0.144 (0.087)* [0.125] 0.893 2000Q4 1990Q4-1991Q4 1985Q1-2006Q4 88 Trang 20
- Xem thêm -