Bài tập nhóm chính sách vô hiệu hóa, chính sách tiền tệ và hội nhập tài chính toàn cầu

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH QUỐC TẾ BÀI NGHIÊN CỨU: CHÍNH SÁCH VÔ HIỆU HÓA, CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬP TÀI CHÍNH TOÀN CẦU Tác giả: Joshua Aizenman Reuven Glick GVHD: GSTS.Trần Ngọc Thơ LỚP: NH Đêm – Khóa 22 –Nhóm2 Danh sách nhóm: Nguy n Minh Thu n Đ ng Sĩ Ti n Phan Th Di u Trang Võ Th Bích Trâm Đinh Phan Toàn Trung TP. Hồ Chí Minh, tháng 07 năm 2013 MỤC LỤC I. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨ U VÀ MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1. Tổng quan nghiên cứu . 2. Mục tiêu nghiên cứu 3. Thay đổi cấu ba bất khả thi II. LÝ THUYẾT BỘ BA BẤT KHẢ THI VÀ CHÍNH SÁCH VÔ HIỆU HÓA 1. Lý thuyết ba bất khả thi 2. Các thướt đo ba bất khả thi . 3. Chính sách vô hiệu hóa . III. PHƯƠNG PHÁP, MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 1. Phương pháp nghiên cứu . 2. Mô hình 3. Dữ liệu nghiên cứu IV. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU . 1. Tích lũy dự trữ phản ứng vô hiệu hóa . 2. Chi phí, lợi ích khản chịu đựng sách vô hiệu hóa . 28 V. KẾT LUẬN . 30 I. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VÀ MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1. Tổng quan nghiên cứu Trong năm cuối 1980 đầu 1990, quốc gia có kinh tế theo hướng mở cửa tự hóa tài chính. Tuy nhiên, Với cố gắng trì ổn định tỷ giá hối đoái sách tiền tệ độc lập mức độ đó, số nước phải trải qua vài khủng hoảng tài chính. Sau hậu khủng hoảng tài này, nhiều quốc gia thông qua dạng sách gồm tỷ giá hối đoái linh hoạt chịu quản lý với việc tiếp tục hội nhập tài vài độc lập sách tiền tệ nước mức độ đó. Sự tích lũy khoản dự phòng quốc tế trở thành thành phần chủ đạo việc nâng cao độ ổn định mô hình này.Sự quan tâm chi phí việc trì ổn định tiền tệ với sách hỗn hợp cho thấy cần thiết cần phải tích lũy dự trữ ngoại hối với việc vô hiệu hóa ngày gia tăng.Sự nắm bắt hội chi phí tích lũy dự trữ chi phí vô hiệu hóa tài tài khóa đưa câu hỏi tính khả thi lâu dài hỗn hợp sách này, đặc biệt tính hiệu sách vô hiệu hóa. Các tài liệu nghiên cứu gần phân tích khía cạnh khác phát triển đây, chẳng hạn chất quy mô tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn, tự hóa tiền tệ hội nhập tài thị trường (ví dụ nghiên cứu Fischer, 2001; Aizenman Lee, 2008). Trong nghiên cứu này, tập trung vào mối quan tâm phạm vi vô hiệu hóa cách ước tính xu hướng cận biên để làm vô hiệu việc tích lũy tài sản ngoại tệ theo thời gian quốc gia chọn châu Á châu Mỹ La Tinh. Kết xác nhận việc tích lũy ngày lớn khoản dự trữ ngoại tệ năm gần có liên quan đến vô hiệu hóa ngày mạnh thông qua nước phát triển châu Á châu Mỹ La. Đặc biệt, có gia tăng đáng kể hệ số vô hiệu hóa năm gần đây. Vì vậy, sách tích lũy dự trữ ngoại hối vô hiệu hóa tác động lạm phát tiềm ẩn bổ trợ cho suốt năm gần đây. Thêm vào đó, phát việc vô hiệu hóa dòng vốn đầu tư trực tiếp nước (FDI) tiêu biểu thấp thặng dư cán cân vãng lai dòng vốn đầu tư không trực tiếp (nonFDI), điều làm nảy sinh lo ngại tính không ổn định sách tiền tệ phụ thuộc vào thành phần dòng vốn cán cân toán. Chúng bàn luận lợi ích chi phí sách vô hiệu hóa.Đối với nhiều quốc gia chi phí vô hiệu hóa xuất so với lợi ích nhận kết hợp với sách ổn định tiền tệ tích lũy dự trữ.Tuy nhiên, đưa chứng nói lên lợi ích liên quan đến Trung Quốc quốc gia khác giảm xuống quý vừa qua.Điều hàm ý giới hạn sức chịu đựng dạng sách thời gian ngắn. Cuối cùng, phác thảo mô hình (được trình bày phần Phụ lục) giải thích khả để vô hiệu hóa phụ thuộc vào khả thay không hoàn toàn tài sản giới, nơi mà chi phí giao dịch tài sản thay đổi có hệ thống tác nhân (vì tác động quy mô hợp lý) loại tài sản (bởi tính chất khoản rủi ro khác nhau).Chúng sách thúc đẩy hạn chế tài quốc gia lớn làm giảm chi phí vô hiệu hóa, đưa quy mô mà quốc gia vô hiệu hóa phụ thuộc vào mức độ sẵn sàng chịu đựng hạn chế tài bóp méo kinh tế khác. 2. Mục tiêu nghiên cứu Bằng phương pháp ước lượng xu hướng biên để vô hiệu hóa tích lũy tài sản nước thông qua để thấy qua phạm vi vô hiệu vô hiệu hóa dòng thu dự trữ ngoại hối tăng lên năm gần với mức độ khác Châu Á nước Châu Mỹ Latinh, phù hợp với lo lắng ngày lớn ảnh hưởng lạm phát tiềm ẩn tới dòng thu dự trữ Đồng thời nghiên cứu lợi ích chi phí vô hiệu hóa mà quôc gia thực sách vô hiệu hóa gặp phải việc thực hội nhập tài chính. 3. Thay đổi cấu ba bất khả thi Bài học lớn thập kỷ qua rủi ro rơi kết hợp hội nhập tài quốc tế với chế đô neo tỷ giá hối đoái cố định kiểu linh hoạt. Mỗi khủng hoảng liên quan chủ yếu đến thị trường tài quốc tế từ năm 1994 – Mexico năm 1994, Thái Lan, Indonesia Hàn Quốc năm 1997, Nga Brazil năm 1998, Argentina Thổ Nhĩ Kỳ năm 2000 – số khía cạnh có liên quan đến chế tỷ giá hối đoái cố định hay neo chặt. Cùng lúc đó, quốc gia tỷ giá neo cố định – quốc gia đó, Israel, Mexico Nam Phi năm 1998 – tránh khủng hoảng mà quốc gia thị trường có tỷ giá neo cố đinh phải hoang mang1. Kết là, nhiều quốc gia thị trường thông qua sách phối hợp tỷ giá hối đoái có quản lý cố gắng trì mức độ kiểm soát sách tiền tệ quốc gia với việc tang cường hội nhập tài chính. Họ đạt điều sách phối hợp việc tích trữ dự trữ lớn sách vô hiệu hóa. Việc áp dụng khuôn khổ lý thuyết ba bất khả thi hữu ích việc giải thích thay đổi cấu trúc sách tiền tệ nước phát triển — the Trilemma. Bộ ba bất khả thi nói quốc gia chọn lúc hai (nhưng ba) số ba mục tiêu sau: độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá hối đoái, tự hóa tài (xem Obstfeld nhà nghiên cứu khác, 2005, để có thêm thông tin tham khảo thảo luận ba bất khả thi). Với thị trường vốn đóng cửa, quốc gia có kiểm soát sách tiền tệ tỷ giá hối đoái cố định tự hóa tài chính. Điều chọn lựa ưa thích hầu hết quốc gia phát triển khoảng từ cuối năm 1980 họ trì kết hợp sách ổn định tỷ giá hối đoái độc lập tiền tệ với tài khoản vốn gần đóng cửa. Trong năm cuối 1980 đầu 1990, quốc gia Mexico, Hàn Quốc vài kinh tế châu Á khác, theo xu hướng mở cửa tự hóa tài chính. Tuy nhiên, họ mở cửa thị trường tài nhiều hơn, họ thấy mục tiêu hội nhập tài lớn hơn, ổn định tỷ giá hối đoái độc lập tiền tệ đồng thời đạt được. Những mục tiêu sách không quán dẫn đến khủng hoảng tài nghiêm trọng Mexico suốt 1994-1995, Đông Á suốt năm 1997-19982. Các khủng hoảng xác nhận việc đánh đổi với ba bất khả thi: quốc gia chọn hội nhập tài lớn phải từ bỏ ổn định tỷ giá hối đoái muốn giữ mức độ ổn định tiền tệ. Thất bại khủng hoảng xảy thế, sau đó, Mexico, Hàn Quốc quốc gia khác chọn cấu sách mới. Cơ cấu ba bất khả thi Thông điệp truyền tải nghiên cứu tiếng Obstfeld Rogoff (1995) Fischer (2001). Những nghiên cứu liên quan xây dựng khả mà tỷ giá hối đoái ổn định tạo “cái bẫy” khu vực hội nhập tài toàn cầu, nhờ chế độ ban đầu mang lại lợi ích tin tưởng chống lạm phát, kết từ ổn định gây cú sốc bất lợi đủ lớn thực mà tạo thiệt hại phúc lợi lớn cho nến kinh tế (xem Eichengreen,1999; Frankel, 1999; Edwards Danh sách quốc gia với kinh nghiệm tương tự ngày dài thêm (ví dụ: Russia, Brazil, nước khác). Ở tham khảo Mexico nước Đông Nam Á thời điểm khủng hoảng nước đó, quốc gia vùng tương ứng trải qua đoạn “dừng đột ngột”, xếp đảo ngược đột ngột dòng tài ngắn hạn (“tiền nóng”). dường bao hàm hội nhập tài lớn tỷ giá hối đoái linh hoạt có quản lý tốt hơn, đánh đổi ổn định tỷ giá hối đoái với tính linh hoạt vốn trì mức độ độc lập tiền tệ3. Trong năm đầu 1990, Argentina thông qua cấu ba bất khả thi khác liên quan đến cố định tỷ giá hối đoái hội nhập tài hoàn toàn ủy ban tiền tệ đề ra. Argentina trải qua khủng hoảng năm đầu 2000 từ bỏ độc lập sách tiền tệ không thực nữa. Sau khủng hoảng, nhiều thị trường chọn cho cấu sách liên quan đến tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn, sách tiền tệ quốc gia độc lập tăng cường hội nhập tài chính.Nhưng họ cam kết việc quản lý tỷ giá hối đoái mức độ đó.Vì thế, đối mặt với áp lực làm cho đồng tiền đánh giá cao, họ tích lũy vô hiệu hóa khoản dự trữ. Trung Quốc mạnh mẽ đưa hỗn hợp sách cho phép hội nhập tài tốt thực tế, thông qua sách tỷ giá hối đoái linh hoạt có quản lý vào năm 2005 tích lũy vô hiệu hóa lượng tiền vốn vào dự trữ ngoại tệ khổng lồ. Phân tích toán kinh tế đưa thay đổi mang tính cấu trúc mô hình tích lũy dự trữ quốc gia phát triển (xem Aizenman Marion, năm 2003; Aizenman Lee, năm 2008; Cheung Ito, 2008). Một thay đổi diễn vào đầu năm 1990, xu hướng tăng vọt ngắn hạn sau khủng hoảng Đông Nam Á năm 1997-1998 lại giảm xuống vào năm 2000 phản ánh gia tăng tỷ lệ trự ngoại tệ/GDP. Sự thay đổi cấu trúc thứ hai dường xảy năm đầu 2000, thay đổi Trung Quốc đưa cách gia tăng chưa thấy việc tích lũy dự trữ ngoại tệ. Việc tích lũy dự trữ ngoại tệ khổng lồ nhiều nhân tố. Đầu tiên, vài quốc gia giành khoản dự trữ để đáp ứng nhu cầu phòng ngừa.Theo cách này, khoản dự trữ cung cấp bảo hiểm trước việc dừng đột ngột dòng vốn ngoại tệ vào, bù đắp cho rủi ro dòng vốn đảo chiều hội nhập tài lớn hơn.Thứ hai, khoản dự trữ dùng để làm giảm bớt ảnh hưởng cú sốc thương mại lên tỷ giá hối đoái việc xuất quốc gia, tháo gỡ khó khăn việc điều chỉnh cán cân vãng lai.Ngoài ra, chúng cho phép quốc gia tránh dựa vào IMF (Quỹ tiền tệ quốc tế), Ngân hàng giới, tổ chức tài quốc tế khác, v.v… việc bảo hiểm ẩn phía sau.Sau cùng, tích lũy dự trữ xảy sản phẩm phụ việc quản lý tỷ giá hối đoái để khuyến khích xuất cách hạ thấp giá trị đồng nội tệ4. II. LÝ THUYẾT BỘ BA BẤT KHẢ THI VÀ CHÍNH SÁCH VÔ HIỆU HÓA 1. Lý thuyết ba bất khả thi Bộ ba bất khả thi lý thuyết phổ biến kinh tế phát triển Robert Mundell Marcus Fleming vào thập niên 1960. Bộ ba bất khả thi phát biểu định đề: quốc gia đồng thời đạt tỷ giá cố định, hội nhập tài độc lập tiền tệ hay nói cách khác quốc gia lựa chọn lúc đồng thời hai ba mục tiêu độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá hội nhập tài chính. Lưu ý ổn định tỷ giá hối đoái trì mục tiêu sách gợi mở. Sự thả quản lý chặt cho phép quốc gia ổn định tỷ giá hối đoái, giữ lại lựa chọn điều chỉnh tỷ giá hối đoái diện cú sốc lớn mà không trải qua cân khủng khoảng toán. Tương tự, quốc gia chọntỷ giá hối đoái cố định, mức độc lập tiền tệít (xem kinh nghiệm Estonia, Hong Kong nước khác). Vì thế, dòng với “Bộ ba bất khả thi” (Trilemma), xu hướng hướng đến hòa nhập tài toàn cầu lớn nước phát triển hàm ý họ phải đánh đổi lợi ích hội nhập tài với giá độc lập sách độc lập giảm và/hoặc tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn. Cho lý này, quốc gia trì tỉ giá hối đoái cố định, Trung Quốc năm 2005, chọn củng cố ổn định họ cách tích lũy số lớn dự trữ ngoại hối. Bộ ba bất khả thi minh họa hình sau, cạnh mô tả mục tiêu kỳ vọng, nhiên thực đồng thời ba cạnh tam giác. Đỉnh tam giác, gọi “thị trường vốn đóng” kết hợp độc lập tiền tệ ổn định tỷ giá, hội nhập tài chính.2 Thị trường vốnđóng CS tiền tệỔn định độc lập TG thả tỷ giá Hội nhập tài chínhTG cố định Lịch sử hệ thống tài quốc tế khác cố gắng để đạt kếthợp hai ba mục tiêu sách, chẳng hạn hệ thống vị vàng - bảo đảm vốn lưu động tỷ giá hối đoái cố định; hệ thống Bretton Woods - cung cấp chínhsách tiền tệ độc lập tỷ giá hối đoái cố định. Trên thực tế kinh tế thay đổicác kết hợp phản ứng khủng hoảng kinh tế kiện kinh tế lớn xảy ra, từ cho thấy lựa chọn ba mục tiêuchính sách hòa trộn chưa điều kiện quản lý kinhtế vĩ mô khác nhau. + Độc lập tiền tệ: giúp cho phủ chủ động sử dụng công cụ sách tiền tệ để thực sách phản chu kỳ kinh tế. Chẳng hạn kinh tế có dấu hiệu phát triển nóng, phủ tăng lãi suất thắt chặt cung tiền ngược lại. Trong trường hợp phủ không quan tâm đến tỷ giá tăng hay giảm biến số kinh tế vĩ mô khác. Chính độc lập tiền tệ mà nhiều nhà kinh tế tin chúng giúp kinh tế tăng trưởng ổn định hơn. Tuy nhiên, giới mà giá tiền lương tương đối cứng nhắc, nhà hoạch định sách tác động làm thay đổi sản lượng (ít ngắn hạn), dẫn đến tăng biến động sản lượng lạm phát.Hơn nữa, độc lập tiền tệ mức có khả làm cho phủ tiền tệ hóa chi tiêu phủ cách phát hành tiền trang trải cho thâm hụt ngân sách.Hậu kinh tế rơi vào ổn định với tình trạng làm phát số chí siêu lạm phát. + Ổn định tỷ giá: giúp tạo neo danh nghĩa để phủ tiến hành biện pháp ổn định giá cả. Cái neo làm cho nhận thức nhà đầu tư rủi ro kinh tế giảm đi, thúc đẩy đầu tư thương mại quốc tế.4 Vì vậy, thời điểm khủng hoảng kinh tế, trì tỷ giá hối đoái cố định tăng độ tin cậy nhà hoạch định sách góp phần ổn định dao động sản lượng (Aizenman, etal., 2009). Tuy nhiên, tỷ giá hối đoái ổn định mức làm cho phủ công cụ để hấp thụ cú sốc bên ngoài dẫn truyền vào kinh tế.Prasad(2008) lập luận tính cứng nhắc tỷ giá ngăn cản không cho nhà làmchính sách sử dụng công cụ sách phù hợp với thực tế diễn biến kinh tế, có dấu hiệu bong bóng tài sản. Nhìn chung , tỷ giá cứng nhắc có khả dẫn đến bất ổn tăng trưởng, rủi ro lạm phát cao mà dẫn đến phân bổ sai nguồn lực tăng trưởng không bền vững. + Hội nhập tài chính: tất nhiên khó cưỡng lại bối cảnh tòan cầu hóa.Lợi ích hội nhập tài đến từ hai mặt: hữu hình vô hình: Về mặt hữu hình hội nhập tài giúp quốc gia tăng trưởng nhanh cách phân bổ nguồn lực tốt hơn. Chúng giúp nhà đầu tư đa dạng hóa đầu tư, nhờ họ mạnh dạn bỏ vốn vào kinh tế. Thị trường tài nội địa nhờ phát triển theo. Hội nhập tài giải phần vấn đề cân xứng thông tin từ khu vực doanh nghiệp đến phủ phải minh bạch thông tin muốn thu hút đầu tư nhiều hơn. Lợi ích vô hình (lợi ích lớn nhất) mang lại từ hội nhập tài tạo động lực giúp phủ tiến hành cải cách quản trị tốt để theo kịp thay đổi từ hội nhập. Trên thực tế, nhờ vào trình tự hóa tài cuối thập niên 1990, sau trở thành thành viên WTO 2007, mà phủ Việt Nam tiến hành nhiều cải cách sâu rộng, có cải cách thủ tục hành chất lượng thể chế, Mặc dù hội nhập tài cho nguyên nhân dẫn đến bất ổn kinh tế hai thập kỷ qua gồm khủng hoảng nay. Đứng gốc độ này, hội nhập tài làm luân chuyển dòng vốn qua khỏi biên giới có biến động dòng vốn dừng lại đột ngột đảo chiều làm cho kinh tế dễ bị tổn thương có bùng nổ chu kỳ suy thoái (Kaminsky schmukler 2002).6 Các khủng hoảng kinh tế thập niên 1990 khủng hoảng tài toàn cầu có nguyên nhân từ hội nhập tài thiếu quy tắc điều tiết kèm theo. Như lý thuyết cho biết lựa chọn ba sách ba bất khả thi dao hai lưỡi, nên phân tích chiều rộng tác động hỗn hợp sách việc lựa chọn.7 Hơn nữa, để làm cho vấn đề hoàn thiện hơn, có ba cách để ghép nối hai số ba sách (tức là, ba đỉnh tam giác hình 1) hiệu sách lựa chọn khác tùy thuộc vào lựa chọn sách ghép nối có giá trị thực nghiệm phân tích ba loại kết hợp sách cách toàn diện có hệ thống. 2. Các thước đo ba bất khả thi - Tỷ giá: yếu tố ba, dễ đo lường nhất. Độ ổn định tỷ giá đo lường dựa vào chế độ tỷ giá thực tế thay chế độ tỷ cam kết quốc gia với IMF. - Độc lập tiền tệ: Rose (1996) có đề xuất đo lường độc lập tiền tệ cách xem phản ứng tỷ giá thay đổi sản lượng, lãi suất cung tiền. Tuy nhiên nhược điểm phương pháp khó phân biêt thực tế đâu cú sốc cung cú sốc cầu tiền tệ, chưa kể phải giả định tốc độ lưu thông tiền tệ không đổi. - Hội nhập tài yếu tố khó đo lường ba. Thường nhà kinh tế dựa vào phương thức kiểm soát vốn quốc gia theo phân loại IMF để xem xét số độ mở tài khoản vốn. Tuy nhiên điều mà nhà kinh tế thực quan tâm mức độ hội nhập tài thực tế.Có thể quốc gia tuyên bố kiểm soát chặt giao dịch vốn thực tế sách lại thông thoáng. Thước đo ba bất khả thi Chinn Ito (2008): Độc lập tiền tệ (MI), ổn định tỷ giá (ERS) hội nhập tài (KAOPEN): + Độc lập tiền tệ (MI) :Mức độ độc lập tiền tệ đo lường hàm nghịch đảo mức tương quan hàng năm lãi suất hàng tháng quốc gia sở quốc gia sở. Chỉ số mức độ độc lập tiền tệ xác định bằng: MI = − , − (−1) − (−1) Trong đó: i quốc gia sở tại, j quốc gia sở. Với công thức trên, giá trị tối đa tối thiểu 0.Giá trị số tiến có nghĩa sách tiền tệ độc lập hơn. + Ổn định tỷ giá (ERS): Độ ổn định tỷ giá độ lệch chuẩn tỷ giá tính theo năm dựa liệu tỷ giá tháng quốc gia sở quốc gia sở. Độ ổn định tỷ giá nằm giá trị 0, tiến tỷ giá ổn định so với quốc gia sở: 0,01 = )) 0,01 + (∆ log( ℎ Cách thức đo lường độ ổn định tỷ có ưu điểm giúp xác định sách tỷ giá thực tế mà quốc gia áp dụng dựa mà quốc giá tuyên bố. + Hội nhập tài (KAOPEN): Trong số đo lường ba bất khả thi, khó đo lường mức độ hội nhập tài chính. Mặc dù có nhiều phương pháp đo lường mức độ kiểm soát vốn quốc gia nhìn chung phương pháp phản ánh hết phức tạp kiểm soát vốn thực tế. Chinn Ito (2006, 2008) đưa đề xuất sử dụng độ mở tài khoản vốn KAOPEN để đo lường mức độ hội nhập tài chính. KAOPEN dựa thông tin báo cáo hàng năm chế tỷ giá hạn chế ngoại hối IMF phát hành (AREAER). KAOPEN thước đo chuẩn hóa thể chế đa tỷ giá. Nhìn vào KAOPEN ta thấy quốc gia thực tế có tiến hành sách đa tỷ giá hay không. Đây dạng chế mà loại tỷ giá áp dụng cho giao dịch tài khoản vãng lai loại tỷ giá áp dụng cho tài khoản vốn.Cơ chế đa tỷ giá dấu hiệu nhận biết quốc gia tiến hành kiểm soát vốn KAOPEN cho thấy hạn chế giao dịch tài khoản vãng lai, tài khoản vốn kết hối ngoại tệ.Tuy nhiên KAOPEN có nhược điểm không phản ảnh mức diễn thực tế, khu vực tư nhân tìm cách tránh né biện pháp kiểm soát vốn phủ. Chỉ số Chin-Ito (KAOPEN) biến thiên 1.Giá trị cao số cho thấy quốc gia mở cửa với giao dịch vốn xuyên quốc gia. Lưu ý số KAOPEN cho ta thấy độ mở tài khoản vốn theo pháp lý dựa báo cáo phủ cho IMF, WB số kinh tế vĩ mô liên quan đến kiểm soát vốn ngoại hối. 3. Chính sách vô hiệu hóa Một lợi ích mang lại cho quốc gia phát triển dòng vốn vào. Dòng vốn góp phần làm thỏa mãn khát vốn cho dự án đầu tư, hỗ trợ thương mại dài hạn kích thích thị trường tài phát triển mạnh mẽ…từ kích thích tăng trưởng kinh tế quốc gia này. Tuy nhiên, hội nhập tài dao hai lưỡi (double–edged sword), mang lại không vấn đề cho quốc gia phát triển. Dòng vốn vào, mặt gây áp lực nâng giá trị đồng tiền làm giảm khả cạnh tranh hàng hóa xuất từ tác động xấu đến cán cân vãng lai, mặt khác hành phần chiếm tỷ trọng lớn dòng vốn ngắn hạn với mục đích đầu gây tình trạng lạm phát bong bóng tài sản đẩy kinh tế vào chu kì hưng thịnh– suy thoái (boom–bust). Và cuối kinh tế bịđẩy vào đường khủng hoảng dòng vốn đột ngột đảo chiều (sudden stop) tình trạng cán cân vãng lai thâm hụt. Dựa vào lợi ích hạn chế từ hội nhập tài có thểthấy việc hội nhập cần thiết cần thực biện pháp kiểm soát dòng vốn mức độ định nhằm hạn chế “tác dụng phụ” nó. Và dễ dàng nhận thấy để gia tăng hội nhập tài quốc gia phải thực đánh đổi ổn định tỷ giá độc lập tiền tệ. Với tác động không tốt dòng vốn vào kinh tế việc kiểm soát vốn mức độ cần thiết. Trong trình hội nhập tài chính, nhân tố bị tác động dòng vốn vào tỷ giá – nhân tố ba bất khả thi. Nếu tỷ giá linh hoạt hoàn toàn việc tỷgiá nâng lên giúp quốc gia phát triển hạn chế phần dòng vốn kinh doanh chênh lệch lãi suất lợi nhuận nhà đầu tư nước đạt từ lãi suất cao bị triệt tiêu tỷ giá trị đồng nội tê tăng. Tuy nhiên, đồng nội tệ bị định giá cao trạng thái định giá việc gia tăng giá trị đồng nội tệ làm cho hoạt động xuất suy giảm cán cân vãng lai bị thâm hụt. Trong tình đó, hành động tâm lý bầy đàn (herd behavior) bi quan mức (massive pessimism) dẫn đưa kinh tế quốc gia vào “cái chết” mang tên khủng hoảng. Vì vậy, việc thả tỷ giá điều không nên trường hợp quốc gia phát triển. Và điều phủ cần làm lúc tìm biện pháp khác nhằm kiểm soát dòng tiền vào. Để giữ cho tỷ giá mức cố định biến động theo dải băng định trước công cụ sử dụng lúc dự trữ ngoại hối. Ngân hàngtrung ương dùng đồng nội tệ để mua lại dòng tài sản ngoại chảy vào cho không làm thay đổi lớn tương quan cung cầu nội ngoại tệ từ giữ cho tỷ giá cốđịnh biến động quanh vùng định trước. Tuy nhiên, sách phải trảmột giá đắt lượng cung tiền nội địa gia tăng gây nên áp lực lạm phát.Bên cạnh đó, lý thuyết Mundell – Fleming cho thấy tỷ giá cố định việc thực thichính sách tiền tệ có tác dụng. Nếu thực can thiệp việc tăng dự trữ ngoại hối dẫn đến vấn đề lạm phát. Dòng tiền tăng lên làm giảm biện pháp can thiệp vô hiệu hóa thông qua thị trường mở, cụ thể giảm lượng tín dụng nội địa. Tuy nhiên, hoạt động can thiệp vô hiệu hóa gặp phải nhiều vấn đề hạn chế. Thị trường tài nội địa không đủ lớn để hấp thu lượng tín dụng tăng lên (bằng trái phiếu). Ngoài làm phát sinh chi phí tài khóa liên quan – chệnh lệch lãi suất chi trả cho trái phiếu nội địa lãi suất nhận từ tài sản nước nắm giữ kho dự trữ Hơn nữa, thực biện pháp vô hiệu hóa làm giảm lượng cung tiền lãi suất nội địa tiếp tục bị trì mức cao dòng tiền ngoại tiếp tục đổ vào nhằm tận dụng hội kinh doanh chênh lệch lãi suất. Tuy nhiên, NHTW loại bỏ khả can thiệp vô hiệu hóa, xu hướng gia tăng dự trữ ngoại hối đồng thời đồng nội tệ bị định giá cao. Lúc phủ phải sử dụng đến sách vĩ mô biện pháp trực tiếp hơn. Dựa sở phân tích cho thấy rằng, quốc gia phát triển, hội nhập tài cần thiết cần có biện pháp kiểm soát vốn phù hợp. Với tác động dòng vốn vào để đảm bảo không ảnh hưởng xấu đến cán cân vãng lai đồng thời giảm rủi ro cho kinh tế non yếu tỷ giá phải giữ mức ổn định định. Tuy nhiên, tỷ giá ổn định đòi hỏi phải có kho dự trữ lớn theo sách can thiệp vô hiệu hóa phải có hiệu lực mạnh–gánh chịu nhiều chi phí phát sinh có xu hướng nới lỏng khoảng cách so với lợi ích đạt được. Trong điều kiện dòng vốn lớn, với kho dự trữ ngoại hối không đáng kể dẫn đến quốc gia phát triển phải hi sinh độc lập tiền tệ cách giảm lãi suất nhằm hạn chế dòng vốn vào.Tuy nhiên, kinh tế tăng trưởng nóng rủi ro lạm phát mức cao hành động thông minh tiếp tục “nhập lạm phát”. Từ cho thấy, hành động mà quốc gia phát triển làm nhằm trì độc lập tiền tệ mức định gia tăng kho dự trữ ngoại hối biện pháp can thiệp vô hiệu hóa.Như vậy, xu hướng hội nhập tài có kiểm soát vốn, trì tỷ giá ổn định độc lập tiền tệ ởmức cần thiết– tức mẫu hình trung gian ba bất khả thi việc gia tăng dự trữngoại hối cần thiết. Tuy nhiên, độ bền sách tùy thuộc vào chi phí lợi ích mà quốc gia có được. III. PHƯƠNG PHÁP, MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 1. Phương pháp nghiên cứu Sử dụng mô hình hồi quy OLS. 2. Mô hình Ước luợng quy mô vô hiệu hóa hồi quy đơn thay đổi tài sản ngoại tệ ròng trọng dự trữ tiền tác động đến thay đổi tài sản tín dụng nội địa ròng dự trữ tiền bảng cân đối, thay đổi đo lường qua quý so với nguồn tiền dự trữ đo trước quý. ΔDC/RM-4 = α + βΔFR /RM-4 + Z. (1) Trong đó: + ΔDC: Thay đổi tín dụng nội địa ròng + ΔFR: Thay đổi dự trữ ngoại tệ ròng + Z: Tỷ lệ tăng trưởng GDP danh nghĩa Những thay đổi dự trữ ngoại tệ ròng tín dụng nội địa ròng Ngân hàng trung ương: Giả định cầu tiền ổn định, mô hình sơ đẳng sách tiền tệ cán cân toán ngụ ý nới lỏng tín dụng quốc gia (DC) ngân hàng trung ương ứng với tỉ lệ tăng trưởng GDP phù hợp với gia tăng cầu tiền mà không cần đến tích lũy dự trữ ngọai tệ. Vì vậy: +Vô hiệu hóa hoàn toàn (β = -1) ngân hàng trung ương cho phép tín dụng quốc gia (DC) điều chỉnh cho phù hợp với nhu cầu tiền cao hoàn toàn tỉ lệ tăng trưởng GDP, lại ngăn cản nới lỏng tín dụng quốc gia (DC) để tích lũy dự trữ ngoại tệ. +Vô hiệu hóa nhỏ -1 đại diện cho sách tiền tệ thắt chặt hơn, có khả lớn liên quan đến lạm phát. Trong trường hợp tích trữ đơn vị dự trữ ngoại tệ làm giảm tài sản nước nắm giữ ngân hàng trung ương đơn vị, làm giảm sở tiền tệ. +Vô hiệu hóa lớn sách nới lỏng tiền tệ, có khả liên quan đến sụt giảm tín dụng lộ khủng hoảng ngấm ngầm. 3. Dữ liệu nghiên cứu Mô hình hồi quy tiến hành nhóm nước Châu Á (Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Singapore Ấn Độ) nhóm nước Mỹ La Tinh (Argentina, Brazil, Mexico). Dùng mẫu roolling 40 quý. Bắt đầu với mẫu thời kì quý năm 1984-quý năm 1994, đến quý năm 1984-quý năm 1994 .và kết thúc với quý năm 1997-quý năm 2007. IV-KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 1. Tích lũy dự trữ phản ứng vô hiệu hóa Sự tích lũy dự trữ có hàm ý liên quan đến tiền tệ. Khi ngân hàng trung ươngmua tài sản dự trữ ngoại tệ (foreign reserve assets) phải định có tài trợ cho cách tăng sở tiền dự trữ mà tiềm ẩn gây lạm phát giảm tài sản quốc nội ròng để vô hiệu hóa ảnh hưởng lên sở tiền dự trữ nước. Ngân hàng trung ương bù ảnh hưởng tích lũy Bảng 1: Sự vô hiệu hóa có tăng dần độ lớntheo thời gian không? ΔDC/RM-4=α+β0ΔFR/RM-4+β1(ΔFR /RM-4) (DumBreak) +β2(ΔFR /RM) (DumCrisis) +β3Δln(GNP) Bảng A. Các nước Châu Á lựa chọn Biến giải thích ΔFR/RM (ΔFR/RM) (DumBreak) Trung Quốc Hàn Quốc Thái Lan (1) (2) (3) -0.782 -0.768 -0.827 (0.148)*** (0.096)*** (0.166)*** [0.214]*** [0.141]*** [0.244]*** (1) (2) (3) -0.770 -0.833 -0.744 (0.089)*** (0.046)*** (0.038)*** [0.048]*** [0.066]*** [0.036]*** (1) (2) (3) -0.931 -1.039 -0.929 (0.032)*** (0.034)*** (0.046)*** [0.039]*** [0.034]*** [0.055]*** -0.345 (0.132)** [0.171]** -0.252 -0.132 (0.042)*** (0.057)** [0.059]*** [0.078]* -0.099 -0.034 (0.032)*** (0.044) [0.047]** [0.059] 34.299*** 0.550 0.952 4.639** 0.839 0.971 (ΔFR / RM) (DumCrisis) Δ ln (GNP) H0 : β0 = -1 H0 : β0 + β1= -1 R bình phương điều chỉnh Ngày xuất điểm gãy Thời kỳ khủng hoảng Thời kỳ mẫu Số quan sát 2.183 2.194 0.674 -0.301 -0.256 (0.102)*** (0.146)* [0.152]* [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 -0.193 (0.047)*** [0.043]*** -0.219 (0.064)*** [0.061]*** 1.058 1.198 (0.324)*** (0.326)*** [0.299]*** [0.392]*** 13.181*** 44.776*** 1.226 3.892 0.957 0.960 1998Q4 1997Q1-1998Q3 1985Q1-2007Q2 90 -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 17 Bảng 1. Tiếp theo Bảng B. Các nước Châu Á lựa chọn Biến giải thích ΔFR/RM (ΔFR/RM) (DumBreak) Malaysia Singapore Ấn Độ (1) (2) (3) -0.858 -0.880 -0.874 (0.140)*** (0.137)*** (0.152)*** [0.195]*** [0.177]*** [0.198]*** (1) (2) (3) -0.935 -0.984 -0.993 (0.018)*** (0.019)*** (0.024)*** [0.016]*** [0.013]*** [0.017]*** (1) (2) (3) -0.822 -0.805 -0.770 (0.108)*** (0.090)*** (0.099)*** [0.189]*** [0.126]*** [0.130]*** -0.193 (0.141) [0.195] -0.044 -0.018 (0.011)*** (0.011 [0.016]*** [0.016] -0.208 (1.108)* [0.192] (ΔFR / RM) (DumCrisis) Δ ln (GNP) H0 : β0 = -1 H0 : β0 + β1= -1 R bình phương điều chỉnh Ngày xuất điểm gãy Thời kỳ khủng hoảng Thời kỳ mẫu Số quan sát 1.036 3.791 0.829 -0.191 (0.142) [0.180] -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*** 0.851 0.849 1998Q4 1997Q3-1998Q3 1985Q1-2007Q2 90 12.596*** 1.888 0.983 -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 0.986 0.986 1998Q4 1997Q4-1998Q3 1985Q1-2007Q2 90 2.722 0.837 0.849 -0.144 (0.087)* [0.125] -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* 0.892 0.893 2000Q4 1990Q4-1991Q4 1985Q1-2006Q4 88 18 Bảng C. Các nước Châu Mỹ La Tinh lựa chọn Argentina Biến giải thích ΔFR/RM (ΔFR/RM) (DumBreak) (1) Brazil Mexico (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) -0.989 -1.006 -0.783 -0.861 -0.938 -0.569 -0.959 -0.975 -0.934 (0.033)*** (0.030)*** (0.089)*** (0.136)*** (0.135)*** (0.186)*** (0.027)*** (0.018)*** (0.036)*** [0.034]*** [0.020]*** [0.079]*** [0.185]*** [0.185]*** [0.244]** [0.030]*** [0.023]*** [0.042]*** -0.019 -0.257 -0.282 -0.419 -0.284 -0.539 -0.233 -0.103 (0.102) (0.123)** (0.107)** (0.183)** (0.180) (0.217)** (0.056)*** (0.038)** (0.043)** [0.193] [0.182] [0.179] [0.218]* [0.241] [0.285]* [0.105]** [0.060]* (ΔFR / RM) (DumCrisis) Δ ln (GNP) -0.077 [0.052] -0.262 -0.828 -0.071 (0.102)** (0.246)*** (0.040)* [0.085]*** [0.297]*** [0.046] 1.272 0.936 0.138 0.131 0.394 0.399 (0.352)*** (0.310)*** (0.021)*** (0.025)*** (0.057)*** (0.061)*** [0.428]*** [0.322]*** [0.024]*** [0.027]*** [0.068]*** [0.069]*** H0: β0 = -1 0.103 0.047 5.756** 1.045 0.213 5.402** 2.360 1.826 3.450* H0: β0 + β1= -1 0.175 5.820** 0.653 4.957** 3.386 0.956 17.411*** 2.518 1.097 R bình phương điều chỉnh 0.949 0.968 0.972 0.591 0.640 0.683 0.958 0.979 0.980 Ngày xuất điểm gãy 2004Q3 2003Q3 1996Q4 Thời kỳ khủng hoảng Thời kỳ mẫu 2000Q4-2003Q1 1992Q1-2007Q2 1998Q3-1999Q4 1995Q2-2007Q2 1994Q2-1995Q4 1985Q1-2007Q2 Số quan sát 62 49 90 Ghi chú: Bảngbáo cáo hệ số hồi quy tín dụng quốc nội ròng ngân hàng trung ương dự trữngoại tệròng, đo lường thayđổitrong quý, chiếm tỷ lệ số dư tiền dự trữ quý trước đó(RM).Δln(GNP)làsự thay đổi quý tính theo phần trăm trongGDP danh nghĩa, DumBreaklà biến giả điểm gãy hành vi vô hiệu hóa, vàDumCrisislà biến giả biểuthị thời kỳ gần dòng vốn đảo chiều từ dự trữ ngoại tệ. Sai số chuẩn Huber-Whitetrong ngoặc đơn,Sai số chuẩn Newey-West điều chỉnhtương quanchuỗi nối tiếplên đến quý dấu ngoặcvuông. Sử dụng thống kêFđể kiểm địnhHo.Mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% định tương ứng bởi***, **,*,sửdụngphép thửhai phía.Hằng số không báocáo. 19 Để giải liên quan ảnh hưởng chuỗi tương quan kết luận việc sử dụng thay đổi trùng lắp quý chúng tôi, theo nghiên cứu Aizenman Glick (2008b, bảng 1b) báo cáo kết dựa quan sát hàng năm không trùng lắp thay đổi quý. Bởi sụt giảm nghiêm trọngvề mức độ tự cách sử dụngdữliệukhông trùng lắp vàcóthểmất khả việc phát hiệnđiểm gãy, báocáomứcý nghĩa cho kỳ tác động dựa trênphép kiểm định hai phía giả thuyết hành vi vô hiệu hóa (như trước đó), với kiểm định phía giả thuyết hành vi vô hiệu hóa tăng lên (nghĩa hệ số âm nhiều hơn) sau điểm gãy. Chắc chắn rằng, kết không thay đổi cách thiết yếu. Tất quốc gia cho thấybằngchứngcủa vô hiệu hóa gia tăng theo thời gian, nóichungcó ý nghĩathống kê. Sự vô hiệu hóa lạm phát Bảng 2đưa ảnh hưởng lạm phát từ thay đổi GDP thực dựa sở quản lý việc nắm giữ tài sản quốc gia ngân hàng trung ương. Nó xem xét mức độ phản ứng lạm phát thay đổi theo thời gian cho dù thay đổi phản ứng ảnh hưởng đến việc vô hiệu hóa dòng vốn vào dự trữ ngoại tệ. Quan sát cột (1) (2) thấy hệ số lạm phát tăng trưởng GDP thực nhìn chung dương có ý nghĩa, quán với dấu dương GDP danh nghĩa quan sát trước (các trường hợp ngoại lệ hệ số âm GDP thực Hàn Quốc Thái Lan, chúng ý nghĩa). Cũng lưu ý tầm quan trọng hệ số tài sản ngoại tệ ròng tương tácvới điểm gãy giả nhỏ (về giá trị tuyệt đối) số trường hợp có ý nghĩa so với báo cáo bảng 1.Cột (3) bao gồm biến tương tác liên quan đến tỷ lệ lạm phát với biến giả ngày xuất điểm gãy giả. Đối với số nước - đặc biệt Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Singapore, Argentina Brazil – hệ số biến âm, đề nghị gia tăng việc quản lý tiền tệ chống lạm phát ngân hàng trung ương năm gần (mặc dù hệ số ý nghĩa Hàn Quốc Singapore). Cũng cần lưu ý tìm thấy gia tăng phản ứng vô hiệu hóa hầu hết quốc gia, hệ số âm biến tương tác với dòng vốn vào dự trữ ngoại tệ (ngoại trừ Malaysia, Argentina Brazil).23Vì vậy, kết cho nước phát triển tăng mức độ vô hiệu hóa năm gần xuất mạnh mẽ phép đối phó trực tiếp với áp lực lạm phát. 23 Vô hiệu hóa tăng lên quan trọng cho Argentina and Brazil bảng 1, nơi mà kiểm soát yếu tố định sách tiền tệ nước với GDP danh nghĩa, không cho phép đứt gãy phản ứng việc thay đổi này. Rõ ràng, cho phép đứt gãy việc đối phó với lạm phát, cột (3) Bảng 2, ngầm tác động đứt quãng hành vi vô hiệu hóa. Kết Bảng cho Argentina đặc biệt mơ hồ hệ số kỳ ảnh hưởng lẫn với dòng tiền đảo ngược quan trọng chủ động; trường hợp hệ số kỳ lạm phát tác động lẫn không thường xuyên lớn (trong giá trị tuyệt đối) quan trọng. 20 Bảng 2: Sự vô hiệu hóa có phụ thuộc vào lạm phát? ΔDC /RM-4=α+β0ΔFR /RM-4+β1(ΔFR /RM-4) (DumBreak) +β2 Δln(INFL) + β3 Δln(INFL) (DumBreak) + β4 Δln(RGNP) Bảng A. Các nước Châu Á lựa chọn Biến giải thích ΔFR/RM (ΔFR/RM)(DumBreak) Δln(INFL) Trung Quốc Hàn Quốc Thái Lan (1) (2) (3) -0.786 -0.778 -0.778 (0.130)*** (0.122)*** (0.123)*** [0.114]*** [0.116]*** [0.117]*** (1) (2) (3) -0.767 -0.758 -0.760 (0.035)*** (0.038)*** (0.039)*** [0.038]*** [0.039]*** [0.040]*** (1) (2) (3) -0.925 -0.930 -0.936 (0.031)*** (0.030)*** (0.029)*** [0.019]*** [0.019]*** [0.019]*** -0.176 (0.126) [0.115] 0.816 (0.117)*** [0.107]*** -0.191 (0.117) [0.119] 0.795 (0.108)*** [0.116]*** -0.216 (0.045)*** [0.045]*** 1.790 (0.705)** [0.678]*** -0.223 (0.046)*** [0.046]*** 1.631 (0.717)** [0.698]** -0.069 (0.042) [0.038]* 1.051 (0.644) [0.454]** -0.066 (0.042) [0.038]* 1.145 (0.684)* [0.465]** 2.710* 0.264 0.804 0.180 (0.453) [0.383] 3.314* 0.188 0.802 2002Q2 1987Q1–2007Q2 82 45.496*** 0.241 0.955 -0.813 (0.685) [0.837] 39.800*** 0.295 0.955 1998Q4 1985Q1–2007Q2 90 5.946** 0.019 0.972 -0.385 (0.380) [0.403] 5.345** 0.011 0.972 1998Q4 1985Q1–2007Q2 90 Δ ln(INFL)(DumBreak) Δ ln(RGNP) H0 : β0 = -1 H0 : β0 + β1= -1 R bình phương điều chỉnh Ngày xuất điểm gãy Thời kỳ mẫu Số quan sát -0.214 (0.123)* [0.143] 0.791 (0.109)*** [0.118]*** 0.350 (0.597) [1.150] 0.181 (0.455) [0.385] 3.274* 0.009 0.799 -0.215 (0.052)*** [0.053]*** 1.644 (0.711)** [0.703]** -0.324 (1.057) [1.116] -0.741 (0.711) [0.878] 38.146*** 0.433 0.954 -0.080 (0.044) [0.038] 1.176 (0.719) [0.446]*** -1.687 (0.604)*** [0.577]*** -0.240 (0.389) [0.389] 4.712** 0.898 0.975 21 Bảng 2. Tiếp theo Bảng B. Các nước Châu Á lựa chọn Malaysia Biến giải thích ΔFR/RM (ΔFR/RM)(DumBreak) Δln(INFL) (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) -0.861 (0.135)*** [0.082]*** -0.183 (0.134) [0.091]** 2.719 (2.438) [1.875] -0.930 (0.141)*** [0.084]*** -0.082 (0.147) [0.097] 4.623 (1.795)** [1.975]** -0.961 (0.137)*** [0.080]*** 0.039 (0.138) [0.099] 5.152 (1.690)*** [1.875]*** -7.550 -0.959 (0.019)*** [0.018]*** -0.025 (0.014)* [0.019] 1.274 (0.620)** [0.606]** -0.977 (0.020)*** [0.019]*** -0.022 (0.013)* [0.018] 0.534 (0.673) [0.640] -0.978 (0.018)*** [0.020]*** -0.021 (0.019) [0.023] 0.562 (0.497) [0.739] -0.104 -0.816 (0.102)*** [0.080]*** -0.152 (0.098) [0.088]* 0.462 (0.214)** [0.220]** -0.751 (0.086)*** [0.071]*** -0.200 (0.081)** [0.078]** 0.422 (0.169)** [0.194]** -0.733 (0.087)*** [0.071]*** -0.314 (0.098)*** [0.101]*** 0.486 (0.171)*** [0.195]** 0.854 4.518** 1.256 (1.995) [1.313] 0.691 0.688 (0.225)*** (0.229)*** [0.246]*** [0.250]*** 1.281 1.476 0.001 0.003 3.266 0.545 (0.445)* [0.492]* 0.596 0.629 (0.098)*** (0.108)*** [0.119]*** [0.119]*** 8.403*** 9.423*** 1.397 0.696 Δ ln(INFL)(DumBreak) Δ ln(RGNP) H0 : β0 = -1 H0 : β0 + β1= -1 R bình phương điều chỉnh Ngày xuất điểm gãy Thời kỳ mẫu Số quan sát Ấn Độ Singapore 1.049 3.406* 0.831 2.395 (1.029)** [0.961]** 0.244 0.175 (2.551)*** [2.280]*** 1.783 (1.168) [0.928]* 0.083 5.859** 0.840 0.857 1998Q4 1985Q1–2007Q2 90 0.984 0.985 0.985 1998Q4 1985Q1–2007Q2 90 0.855 0.888 0.890 2000Q4 1985Q1–2006Q4 88 22 Bảng C. Các nước Châu Mỹ La Tinh lựa chọn Argentina Biến giải thích ΔFR/RM (ΔFR/RM)(DumBreak) Δln(INFL) Brazil Mexico (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) -0.956 -1.032 -1.040 -0.932 -0.690 -0.736 -0.975 -0.975 -0.976 (0.040)*** (0.054)*** (0.055)*** (0.164)*** (0.165)*** (0.171)*** (0.019)*** (0.019)*** (0.019)*** [0.026]*** [0.042]*** [0.041]*** [0.167]*** [0.167]*** [0.164]*** [0.017]*** [0.017]*** [0.016]*** -0.145 -0.262 0.837 -0.285 -0.130 0.044 -0.067 -0.059 -0.174 (0.097) (0.113)** (0.345)** (0.246) (0.216) (0.227) (0.040)* (0.050) (0.063)*** [0.125] [0.131]* [0.679] [0.281] [0.258] [0.268] [0.048] [0.050] [0.064]*** 1.713 1.377 1.352 0.603 1.077 1.017 0.561 0.566 0.582 (0.275)*** (0.334)*** (0.338)*** (0.875) (0.904) (-0.838) (0.079)*** (0.081)*** (0.081)*** [0.329]*** [0.350]*** [0.345]*** [0.524] [0.494]** [0.481]** [0.055]*** [0.056]*** [0.054]*** Δ ln(INFL)(DumBreak) -7.488 -2.448 0.862 (2.415)*** (0.937)** (0.399)** [4.540] [1.309]* [0.313]*** 2.184 2.434 -13.796 -11.265 0.208 0.456 (1.031)** (1.052)** (3.838)*** (4.258)** (0.488) (0.448) [0.958]** [0.956]** [4.124]*** [4.233]** [0.368] [0.365] H0: β0 + β1= -1 1.201 1.366 0.343 5.071** 0.534 5.570** 0.172 2.152 3.525 1.857 2.398 4.740* 1.677 1.471 1.785 0.567 1.594 6.293** R bình phương điều chỉnh 0.965 0.967 0.968 0.593 0.669 0.686 0.981 0.980 0.982 Δ ln(RGNP) H0: β0 = -1 Ngày xuất điểm gãy 2004Q3 2003Q3 1996Q4 Thời kỳ mẫu 1992Q1–2007Q2 1995Q2–2007Q2 1985Q1–2007Q2 Số quan sát 62 49 90 Ghi chú: Bảng báo cáo hệ số hồi quy tín dụng quốc gia ròng ngân hàng trung ương so với dự trữ ngoại hối, đo lường thay đổi quý, chiếm tỷ lệ số dư tiền dự trữ quý trước đó(RM). Δln(INFL) phần trăm thay đổi quý số CPI, Δln(RGNP) thay đổi quý GDP thực, DumBreak biến giả biểu điểm gãy hành vi vô hiệu hóa. Hằng số không báo cáo.Sai số tiêu chuẩn Huber – White ngoặc đơn; sai số tiêu chuẩn Newey – West điều chỉnh tương quan chuỗi lên đến quý ngoặc vuông.Mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% thể tương ứng ***, **, *. 23 Sự vô hiệu hóa thành phần dòng vốn vào cán cân toán Có phải phản ứng vô hiệu hóa dòng vốn vào dự trữ khác theo nguồn gốc dòng vốn vào không? Đó là, có phải ngân hàng trung ương phạm vi quản lý việc nắm giữ tài sản quốc gia phụ thuộc vào việc liệu dòng vốn vào dự trữ có kết hợp với dòng tiền “lạnh” FDI, dòng tiền vào “nóng” kết hợp với thành phần khác cán cân toán hay không? Bảng báo cáo kết ước lượng phản ứng vô hiệu hóa ngân hàng trung ương dòng vốn vào dự trữ đến từ thặng dư tài khoản vãng lai, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài, dòng vốn không trực tiếp (nonFDI).24Chúng điều tra xem liệu phản ứng có khác thời điểm ngày xuất điểm gãy hành vi vô hiệu hóa xác định trước đó. Nhất quán với phân tích hồi quy trước đó, đo lường biến thay đổi quý, chiếm tỷ lệ số dư tiền dự trữ bị chậm trễ.25 Như trình bày cột (2) bảng 3, phản ứng vô hiệu hóa đầu tư trực tiếp nước thấp (giá trị tuyệt đối, nghĩa |β1| < |β0|, |β1| < |β2|) số nước, bao gồm Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Singapore, Brazil Mexico (sau trường hợp phản ứng liên quan đến tài khoản vãng lai). Những điểm khác biệt đáng kể Trung Quốc (liên quan đến dòng vốn không trực tiếp), Thái Lan (liên quan đến thặng dư tài khoản vãng lai), Malaysia, Singapore (liên quan đến tài khoản vãng lai), Brazil. Cột (3) bảng tương tác thành phần cán cân toán riêng lẻ với điểm gãy giả để phát yếu tố nhạy cảm nhiều hay so với thành phần năm gần đây. Phù hợp với phát Bảng 1, tìm thấy nhạy cảm mạnh (những giá trị hệ số âm nhiều hơn) trường hợp Trung Quốc, Thái Lan, Malaysia (mặc dù cán cân tài khoản vãng lai Malaysia), Ấn Độ (mặc dù phản ứng dòng FDI, nơi mà phản ứng giảm đáng kể). Tóm tắt chứng thực nghiệm sách vô hiệu hóa: Mức độ vô hiệu hóa dòng vốn vào dự trữ ngoại tệ tăng lên năm gần để thay đổi mức độ Châu Á nước Mỹ La Tinh. Điều phù hợp với mối quan tâm lớn tác động lạm phát tiềm lên dòng vốn vào dự trữ. Chính sách vô hiệu hóa phụ thuộc vào thành phần dòng vào cán cân toán, tức số quốc gia phản ứng để dòng vốn vào trực tiếp nước thấp so với thặng dư tài khoản vãng lai hay dòng vốn vào đầu tư FDI. Điều phù hợp với quan điểm cho quốc gia quan tâm tác động sách tiền tệ đến dòng vốn đầu tư trực tiếp. 24 Nếu ngân hàng trung ương không nhạy với mối quan tâm độ lớn liên quan yếu tố khác cân toán mong muốn hệ số hồi quy hợp lý không quan trọng. Thảo luận rủi ro hướng tăng trưởng đến “dòng tiền nóng” đề xuất ngân hàng trung ương thực điều chỉnh sách để phản ánh mối quan tâm lớn “dòng tiền nóng” dòng FDI. 25 Dữ liệu hàng quý cân đối cho dollar dòng toán chuyển sang mục tiền tệ nội địa sử dụng giá đồng tiền nội tệ trung bình dollar cho quý. 24 Bảng 3: Có phải sách vô hiệu hóa phụ thuộc vào thành phần cán cân toán? DC/RM (∑ = + ∑ ∑ /RM + /RM )(dumbreak) + + (∑ /RM − ∑ + − /RM )(dumbreak) /RM + ∆ ( ) ++ (∑ /RM )(dumbreak) + Bảng A. Các nước Châu Á lựa chọn Trung Quốc Biến giải thích  /RM /RM   − /RM (1) -1.728 (0.160)*** [0.312]*** -0.173 (0.207) [0.424] -0.572 (0.228)** [0.464] (2) -1.416 (0.106)*** [0.174]*** -1.098 (0.251)*** [0.512]** -0.572 (0.207)*** [0.350]*** 1.241 (0.155)*** [0.272]*** 28.538*** 1.129 2.097* 5.372** 0.558 0.742 2002Q2 1987Q1–2007Q2 82 Δ ln(GDP)  /RM (DumBreak)  /RM(DumBreak)  − /RM(DumBreak) :| | < | | | 0.001 > 0.787 Thái Lan (1) -0.881 (0.058)*** [0.063]*** -0.806 (0.326)** [0.409]* -1.052 (0.074)*** [0.112]*** (2) -0.867 (0.067)*** [0.083]*** -0.759 (0.333)** [0.411]* -1.037 (0.088)*** [0.139]*** 0.510 (0.607) [0.868] (3) -0.887 (0.112)*** [0.122]*** -1.052 (0.561)* [0.715] -1.087 (0.088)*** [0.214]*** 0.693 (0.617) [0.888] 0.004 (0.106) [0.112] 0.335 (0.734) [0.916] 0.185 (0.162) [0.232] > 0.134 0.004 0.001 0.835 0.043 0.087 0.459 0.562 0.837 0.837 1998Q4 1985Q1–2007Q2 90 (1) -1.482 (0.186)*** [0.328]*** -0.963 (0.221)*** [0.376]** -1.260 (0.121)*** [0.200]*** (2) -1.434 (0.204)*** [0.344]*** -0.938 (0.216)*** [0.349]*** -1.188 (0.150)*** [0.225]*** -0.860 (0.683) [0.150]*** (3) -1.011 (0.309)*** [0.525]* -0.744 (0.266)*** [0.458] -1.188 (0.220)*** [0.346]*** -2.340 (0.998)** [0.157]*** -1.216 (0.472)** [0.764] -0.359 (0.269) [0.435] -0.655 (0.302)** [0.445] 1.035 10.471*** 0.835 3.445** 0.773 2.918** 2.614* 1.577 1.001 0.743 0.743 1998Q4 1985Q1–2007Q2 90 25 Bảng B. Các nước Châu Á lựa chọn Malaysia Biến giải thích  /RM (1) -0.968 (0.065)*** [0.106]*** /RM   − /RM  /RM(DumBreak) (1) -1.152 (0.184)*** (0.191)*** (0.342)** (0.056)*** (0.058)*** (0.114)*** [0.418]* [0.080]*** [0.084]*** [0.107]*** -0.985 -1.531 (0.354)*** (0.226)*** (0.241)*** (0.260)*** [0.307]*** [0.148]*** -0.532 -0.897 [0.267]*** [0.275]*** [0.294]*** (0.339)** (0.100)*** (0.096)*** (0.152)*** [0.184]*** [0.256]*** [0.119]*** [0.108]*** [0.199]*** [0.455]** [0.232]*** -0.131 -0.882 (0.174)*** (0.444) [0.435] [0.638] [0.787] -1.139 -1.137 -1.092 [0.136]*** -0.837 (0.467)** (0.153)*** (0.073)*** [0.079]*** [0.512]** /RM(DumBreak) :| | < | | | 0.112 0.548 > 2.698* 0.105 0.030 0.508 0.528 1998Q4 1995Q4–2006Q4 45 -0.721 > > 0.892 (2) -1.109 -1.332 -0.796 (3) -0.799 -1.856 -0.742 0.420 0.458 (0.125)*** (0.129)*** [0.150]*** [0.157]*** -0.581 (0.161)*** [0.151]*** 0.787 (0.384)** [0.284]*** -0.340 (0.141)** [0.121]*** > > 0.413 > > 0.001 0.897 0.912 2000Q4 1985Q1–2006Q4 88 26 Bảng 3. Tiếp theo Bảng C. Các nước Châu Mỹ La Tinh lựa chọn Argentina Biến giải thích  /RM /RM   − /RM (1) -1.590 (0.421)*** [0.678]** -1.565 (0.393)*** [0.560]*** -1.319 (0.287)*** [0.453]*** (2) -1.431 (0.452)*** [0.718]* -1.567 (0.396)*** [0.561]*** -1.265 (0.292)*** [0.463]*** -0.938 (0.564) [0.549]* > > > > 0.508 0.508 2004Q3 1992Q1–2007Q1 61 Δ ln(GDP)  /RM (DumBreak)  /RM(DumBreak)  − /RM(DumBreak) :| | < | | | > > 0.530 Mexico (1) -1.435 (0.165)*** [0.140]*** -0.375 (0.395) [0.322] -0.887 (0.138)*** [0.131]*** (2) -1.386 (0.214)*** [0.206]*** -0.270 (0.501) [0.466] -0.867 (0.154)*** [0.134]*** 0.021 (0.036) [0.039] (3) -2.292 (0.439)*** [0.595]*** -0.626 (0.587) [0.702] -1.133 (0.172)*** [0.192]*** -0.030 (0.043) [0.053] 3.110 (0.648)*** [0.960]*** -0.280 (0.693) [0.759] 0.494 (0.315) [0.300] 27.678*** > 1.123 > 0.724 11.547*** 9.627*** 2.078* 1.905* 0.670 0.663 2003Q3 1995Q2–2006Q4 47 (1) -0.928 (0.176)*** [0.196]*** -0.885 (0.168)*** [0.188]*** -0.800 (0.115)*** [0.107]*** (2) -0.963 (0.171)*** [0.192]*** -0.791 (0.183)*** [0.210]*** -0.786 (0.116)*** [0.107]*** 0.255 (0.204) [0.244] (3) -0.858 (0.275)*** [0.245]*** -0.430 (0.515) [0.351] -0.768 (0.153)*** [0.123]*** 0.057 (0.269) [0.292] 0.083 (0.321) [0.322] -0.406 (0.544) [0.424] 0.230 (0.173) [0.125]* 1.572 > 0.608 > 0.699 0.098 1.445 > > 0.685 0.687 1996Q4 1985Q1–2007Q2 90 Ghi chú: Bảng báo cáo hệ số hồi quy tín dụng quốc nội ròng ngân hàng trung ương thặng dư tài khoản vãng lai dồn tích quý (CA), dòng vốn đầu tư gián tiếp ròng (NFDI), dòng vốn đâu tư NFDI (non – NFDI) thể nội tệ, tất tính tỷ lệ số dư tiền dự trữ bị trì hoãn (RM).  ln(GNP) phần trăm thay đổi GNP danh nghĩa quý Dumbreak biến giả biểu thị điểm gãy sách vô hiệu hóa. Sai sốtiêu chuẩn Hube – White ngoặc đơn;Sai sốtiêu chuẩn Newey – West điều chỉnh tương quan chuỗi lên đến quý dấu ngoặc vuông. Thống kê F cho kiểm định giả thuyết bất đẳng thức Ho, với kết kiểm định mức ý nghĩa phía; kết (giá trị tuyệt đối của) hệsố trêndòng vốn FDI vượt hệ số thặng dư tài khoản vãng lai dòng vốn FDI, thể “>”. Hằng số hiện. Mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% định tương ứng ***,**,*. 27 2. Chi phí, lợi ích khả chịu đựng sách vô hiệu hóa Sự phát triển hội nhập tài kết tránh khỏi hội nhập thương mại sâu nước phát triển.Một sản phẩm phụ phát triển hội nhập tài việc dễ rơi vào tình trạng bất ổn tài hơn. Những lo ngại bất ổn tiền tệ bất ổn tài làm tăng tính bổ trợ phạm vi dự trữ vô hiệu hoá: Phạm vi mà quốc gia tiếp tục dự trữ tích lũy vô hiệu hóa ổn định hỗn hợp sách phụ thuộc vào lợi ích chi phí liên quan. Khi việc cung cấp dịch vụ hữu ích, việc quản lý dự trữ quốc tế vấn đề bị hạn chế nghiêm trọng. Đầu tiên, có chi phí hội trực tiếp dự trữ liên quan đến suất biên nguồn vốn công (public capital) /hoặc chi phí vay bên ngoài. Thứ hai, vô hiệu hóa có chi phí tài kết hợp với khác biệt giữa, mặt, hoàn trả nợ ngân hàng trung ương ban hành để vô hiệu hóa tính khoản nước (hoặc chi phí hội từ việc bỏ qua khoản lợi từ tài sản nước, chẳng hạn trái phiếu phủ, bán cho khu vực tư), mặt khác, hoàn lại từ tài sản dự trữ ngoại tệ. Biểu đồ 4a biểu thị chi phí tài sách vô hiệu hóa trường hợp Trung Quốc, đưa khác biệt lãi suất tín phiếu năm Ngân hàng nhân dân Trung Quốc (People’s Bank ofChina) Bộ Tài Mỹ (US Treasury) (khoảng rộng khác biệt hai đường vẽ biểu đồ).26Quan sát cho thấy khoảng rộng lãi suất rõ ràng thu hẹp lại năm 2003 2004, thực chuyển sang khác biệt năm 2005, ám Trung Quốc sau kiếm tiền số dư từ hoạt động vô hiệu hóa. Thu hẹp khác biệt quý gần (một lần thực sự khác biệt tháng 12 năm 2007), nhiên, ngụ ý chi phí vô hiệu hóa Trung Quốc tăng lên.Biểu đồ 4b cho thấy thay đổi chênh lệch lãi suất cho năm quốc gia châu Á thời điểm tháng năm 2004 tháng 05 năm 2007, cho thấy chi phí vô hiệu hóa gia tăng tất quốc gia này. Chính sách vô hiệu hóa tích lũy dự trữ quốc tế liên quan đến chi phí rủi ro đạo đức (moral hazard) vi mô vĩ mô. Rủi ro đạo đức vĩ mô phát sinh tích lũy dự trữ khuyến khích chi tiêu hội chế độ đặc trưng bất ổn định trị giám sát hạn chế (xem Aizenman Marion, năm 2004, người nước đặc trưng bất ổn định trị phân cực lựa chọn dự trữ quốc tế hơn). Rủi ro đạo đức vi mô phát sinh tích lũy dự trữ trợ cấp rủi ro (xem Levy796 Joshua Aizenman Reuven Glick). Yeyati, năm 2008, kêu gọi nới lỏng yêu cầu dự trữ khoản ngân hàng phá bỏ điều khoản chuyển đổi toán trước đây).Cuối cùng, tích lũy dự trữ vô hiệu hóa khuyến khích bóp méo khu vực tài chính.Ví dụ, sử dụng công cụ phi thị trường nhiều (chẳng hạn yêu cầu dự trữ, kiểm soát tín dụng trực tiếp) cản trở phát triển thị trường trái phiếu doanh nghiệp thay đổi hành vi ngân hàng.Nó cản trở phát triển tài cách phân chia thị trường nợ công thông qua phát hành bảo lãnh nghĩa vụ nợ ngân hàng trung ương thay phát hành chứng khoán Kho bạc.27 26 Chú ý ủy quyền lờ tác động giá trị đối ngược từ gia tăng giá trị tiếp diễn đồng Yuan đồng tiền khác châu Á 27 Những hành động vô hiệu hóa dạng có giá.Ví dụ, hành động yêu cầu dự trữ giống thuế lên ngân hàng làm giảm trung gian tài đè lên hình thức trấn áp hệ thống tài chính. 28 Biểu đồ4a.Lãi suất trái phiếu năm (%) Ngân hàng trung ương Trung Quốc( ChinaCentralBank) vàBộ tài Mỹ (USTreasury) Biểu đồ 4b.Chênh lệch lãi suất trái phiếu năm (%)so vớilãi suất Bộ tài Mỹ Thảo luận đưa giả thuyết phạm vi mà quốc gia tiếp tục thực vô hiệu hóa phụ thuộc vào mức độ mà sẵn sàng để chịu đựng kiềm chế tài biến dạng khác kinh tế quốc gia đó. Trong phụ lục, phác thảo mô hình giải thích làm khả để vô hiệu hóa phụ thuộc vào thay không hoàn toàn tài sản giới nơi mà chi phí giao dịch tài sản biến đổi cách có hệ thống theo tác nhân (do tác dụng tỷ lệ có thể) theo phân loại tài sản (do tính khoản đặc tính rủi ro khác nhau). Trong khuôn khổ này, cho thấy sách kiềm chế tài nước lớn giảm chi phí vô hiệu hóa. Điều cho thấy nước sẵn sàng tham gia vào sách vô hiệu hóa tài lớn để trì mô hình sách tích lũy dự trữ vô hiệu hóa khoảng thời gian dài hơn.28 28 Thảo luận giá vô hiệu hóa tổng chi phí hội trực tiếp chi phí gián tiếp liên quan đến trấn áp tài dạng kiểm soát dòng vốn yêu cầu dự trữ cao đè nặng lên hệ thống ngân hàng.Khi trọng tâm nghiên cứu lên khía cạnh khả thi xu hướng vô hiệu hóa gần đây, không cố 29 Sự ổn định hỗn hợp sách phức tạp mức độ tính toán chi phí - lợi ích quốc gia phụ thuộc vào hành động quốc gia khác. Quốc giatheo chiến lược tăng trưởng định hướng xuất chọn để tham gia vào việc tích lũy dự trữ cạnh tranh để cải thiện trì khả cạnh tranh họ việc xuất sang nước công nghiệp. Như vậy, ví dụ, miễn Trung Quốc láng giềng Đông Á cố gắng để trì khả cạnh tranh xuất sang Hoa Kỳ, quốc gia với chi phí vô hiệu hóa thấp hơn. Vì tính sẵn sàng bóp méo hệ thống tài họ lớn hơn, kết thúc tích trữ ngày lớn số tiền dự trữ quốc tế, chiến thắng trò chơi tích trữ ngắn hạn. Người ta cho rằng, giải thích giải thích cho gia tăng chưa có Trung Quốc dự trữ ngoại hối từ năm 2002, lên tới gần 50% GDP, cao mức nước châu Á khác (xem Aizenman Lee, 2008). Tuy nhiên, kết mỏng manh khiến quốc gia có tích lũy đến mức mà chi phí vô hiệu hóa vượt lợi ích. Những quan sát phù hợp với viễn cảnh kinh tế Thế giới (2007), thấy sức chịu đựng gia tăng tỷ giá hối đoái danh nghĩa thông qua can thiệp vô hiệu hóa không hiệu chảy vào dòng vốn liên tục lớn. Thực vậy, Trung Quốc gần tăng chi phí vô hiệu hóa giải thích cho suy giảm việc vô hiệu hóa lạm phát gia tăng. Phát thay đổi đáng kể nằm mức độ vô hiệu hóa nước thị trường phù hợp với hình dạng Trilemma mới, nước thị trường tham gia vào việc tích lũy dự trữ ngoại hối thời gian tìm cách trì mức độ tự chủ sách tiền tệ. Điều tra đầy đủ chất thay đổi mức độ linh hoạt tỷ giá, hội nhập tài tự chủ sách tiền tệ nước thị trường dành cho nghiên cứu sâu hơn. V. KẾT LUẬN Từ nghiên cứu rút kết luận sau:  Rút kinh nhiệm từ nước trước nhiều quốc gia thị trường thực điều chỉnh ba bất khả thi cách phối hợp việc tích trữ dự trữ khổng lồ sách vô hiệu hóa  Sự vô hiệu hóa gia tăng theo thời gian, nói chung có ý nghĩa thống kê.  Các nước phát triển tăng mức độ vô hiệu hóa năm gần xuất mạnh mẽ phép đối phó trực tiếp với áp lực lạm phát.  Mức độ vô hiệu hóa phụ thuộc vào thành phần dòng vốn vào cán cân toán. Các quốc gia quan tâm tác động dòng vốn đầu tư trực tiếp đến thị trường tiền tệ dòng vốn đầu tư gián tiếp  Việc thực vô hiệu tốn chi phí nước sẵn sàng tham gia vào sách vô hiệu hóa tài lớn để trì mô hình sách tích lũy dự trữ vô hiệu hóa khoảng thời gian dài ước lượng toàn chi phí vô hiệu hóa.Tuy nhiên, thảo luận quán với thay đổi chi phí hội trực tiếp việc nắm giữ nguồn dự trữ tác động mô hình vô hiệu hóa.Sự điều tra sau vấn đề rời đến nghiên cứu tương lai. 30 Tham khảo Aizenman,JoshuaandReuvenGlick,“Pegged ExchangeRate Regimes:ATrap?”JournalofMoney, CreditandBanking 40(2008a):817–35. Aizenman,Joshua and ReuvenGlick,“Sterilization,MonetaryPolicy, andGlobalFinancialIntegration,”NBERworkingpaper13902(revised August)(2008b). Aizenman,JoshuaandJae-wooLee,“Financial versusMonetaryMercantilism—Long-RunView ofLarge InternationalReservesHoarding,”TheWorld Economy31(2008):593–611. Aizenman Joshua andNancyMarion,“TheHighDemandforInternationalReservesintheFarEast:What’sGoingOn?”Jour naloftheJapaneseandInternationalEconomies17 (2003):370–400. Aizenman Joshua andNancyMarion,“InternationalReservesHoldingswith Sovereign RiskandCostly Tax Collection,”EconomicJournal114(2004):569–91. Cheung,Yin-Wong andHiroIto,“HoardingofInternationalReserves: andLatinAmericanExperiences,”inR.S.Rajan, AComparisonofthe Asian S.Thangavelu,andR.A.Parinduri (eds),Monetary,ExchangeRate,andFinancialIssuesandPoliciesinAsia,Singapore:World ScientificPress(2008):77–116. Cochrane,John, “Production-BasedAsset Pricing and the Link between Stock ReturnsandEconomic Fluctuation,”JournalofFinance46(1991):209–37. Edwards, SebastianandEduardoLevy- Yeyati,“FlexibleExchangeRatesasShockAbsorbers,”EuropeanEconomicReview49(2005):2079– 105. Eichengreen,Barry,“KickingtheHabit:MovingfromPeggedRates toGreaterExchangeRateFlexibility,”EconomicJournal109(1999):1–14. Fischer,Stanley,“ExchangeRate Regimes:IstheBipolarViewCorrect?”JournalofEconomicPerspectives15(2001):3–24. Frankel,Jeffrey,“NoSingleCurrencyRegimeisRightforallCountries oratallTimes,”NBERworkingpaper 7338,September(1999). Giovannini,AlbertoandMarthaDeMelo,“GovernmentRevenuefromFinancial Repression,”AmericanEconomicReview83(1993):953–63. Glick,ReuvenandMichaelM.Hutchison,“ForeignReserveandMoneyDynamics withAsset PortfolioAdjustment:InternationalEvidence,”JournalofInternationalFinancialMarkets,Institutions ,andMoney 10(2000):229–47. 31 Levy-Yeyati,Eduardo,“LiquidityInsuranceinaFinanciallyDollarizedEconomy,”inSebastian Edwardsand Márcio Gomes Pinto (eds), Financial MarketsVolatility and Performancein Emerging Markets,Chicago:University ofChicagoPress(2008):185–211. Mohanty,M. S.andPhilipTurner,“ForeignExchangeReserve AccumulationinEmergingMar- kets:What aretheDomesticImplications?”BISQuarterlyReview,September(2006):39– 52.Obstfeld,Maury and KennethRogoff, “The Mirage of Fixed ExchangeRates,”JournalofEconomicPerspectives9(1995):73–96. Obstfeld, Maury, Jay Shambaugh,and Alan M.Taylor, “The TrilemmainHistory: Tradeoffs amongExchangeRates, MonetaryPolicies,andCapital Mobility,”Review ofEconomicsand Statistics3(2005):423–38. Ouyang,Alice,RamkishenRajan,andThomas Willett,“China asaReserveSink:TheEvidence from Offset and Sterilization Coefficients,”Hong Kong Institutefor MonetaryResearchworkingpaper200710,October(2007). WorldEconomicOutlook,“ManagingLargeCapitalInflows,”Ch.3inWorldEconomicOutlook, Washington,DC:InternationalMonetaryFund,October(2007). 32 [...]... triển.Một sản phẩm phụ của sự phát triển hội nhập tài chính là việc dễ rơi vào tình trạng bất ổn tài chính hơn Những lo ngại về bất ổn tiền tệ và bất ổn về tài chính đã làm tăng tính bổ trợ giữa phạm vi dự trữ và vô hiệu hoá: Phạm vi mà từng quốc gia có thể tiếp tục dự trữ tích lũy và vô hiệu hóa và sự ổn định của hỗn hợp chính sách này phụ thuộc vào những lợi ích và chi phí liên quan Khi việc cung cấp dịch... dòng vốn đầu tư trực tiếp đến thị trường tiền tệ hơn là các dòng vốn đầu tư gián tiếp  Việc thực hiện vô hiệu quá là tốn kém chi phí và các nước có thể và sẵn sàng tham gia vào chính sách vô hiệu hóa tài chính lớn hơn sẽ có thể để duy trì mô hình chính sách tích lũy dự trữ và vô hiệu hóa trong một khoảng thời gian dài hơn ước lượng toàn bộ chi phí của sự vô hiệu hóa.Tuy nhiên, thảo luận của chúng ta... phí giao dịch tài sản biến đổi một cách có hệ thống theo các tác nhân (do tác dụng tỷ lệ có thể) và theo phân loại tài sản (do tính thanh khoản và đặc tính rủi ro khác nhau) Trong khuôn khổ này, chúng tôi cho thấy rằng các chính sách kiềm chế tài chính trong nước lớn hơn cũng giảm chi phí vô hiệu hóa Điều này cho thấy rằng các nước có thể và sẵn sàng tham gia vào chính sách vô hiệu hóa tài chính lớn hơn... 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 phần, 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 sự vô hiệu. .. ước lượng hệ số vô hiệu hóa, β, với OLS (Ordinary Least Square – Bình phương bé nhất) dùng mẫu rolling của 40 quý.11 Trong những trường hợp này một hệ số đơn vị, nghĩa làβ=1, trên biến ΔFR/RM đại diện cho chính sách vô hiệu hóa tiền tệ hoàn toàn của sự thay đổi dự trữ ngoại tệ, trong khi β=0 hàm ý không có sự vô hiệu hóa.Giá trị của hệ số vô hiệu hóa trong khoảng từ (-1:0), -1 . TẠO SAU ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH QUỐC TẾ BÀI NGHIÊN CỨU: CHÍNH SÁCH VÔ HIỆU HÓA, CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỘI NHẬP TÀI CHÍNH TOÀN CẦU Tác giả: Joshua Aizenman và Reuven Glick GVHD:. 5 + Hội nhập tài chính: tất nhiên là khó cưỡng lại được trong bối cảnh tòan cầu hóa.Lợi ích của hội nhập tài chính đến từ hai mặt: hữu hình và vô hình: Về mặt hữu hình hội nhập tài chính. 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 sự vô hiệu hóa