Với dữ liệu gồm 38 quốc gia và vùng lãnh thổ cũng như kiểm định riêng lẻ ở 34 quốc gia, bài luận văn xác nhận sự tồn tại của bộ ba bất khả thi ở các nước Châu Á. Về tác động của bộ ba bất khả thi, với dữ liệu cân bằng giai đoạn 1997 – 2013, sau khi kiểm định Breusch – Pagan (mô hình hồi quy gộp) và kiểm định Hausman (mô hình REM), mô hình hồi quy cuối cùng cho thấy ổn định tỷ giá không tác động đến tăng trưởng, làm giảm lạm phát, biến động lạm phát và biến động sản lượng. Độc lập tiền tệ không tác động đến tăng trưởng, lạm phát, biến động lạm phát, nhưng làm giảm biến động sản lượng. Hội nhập tài chính không tác động đến lạm phát, biến động lạm phát, biến động sản lượng, nhưng làm giảm tăng trưởng. Các kết quả này không hoàn toàn giống với nghiên cứu của Aizenman, Chinn và Ito (2008, 2010, 2011, 2012). Các nghiên cứu của Aizenman, Chinn và Ito cho rằng bộ ba bất khả thi tác động đến biến động sản lượng và lạm phát, nhưng không tác động đến tăng trưởng. Ổn định tỷ giá làm tăng biến động sản lượng, giảm lạm phát, tăng biến động lạm phát. Độc lập tiền tệ làm giảm biến động sản lượng, tăng lạm phát, giảm biến động lạm phát. Hội nhập tài chính làm giảm lạm phát, tăng biến động sản lượng, tăng biến động lạm phát.
Kiểm tra tác động của bộ ba bất khả thi đối với từng quốc gia riêng lẻ cho thấy các tác động khác nhau ở từng quốc gia (Bảng 4.13). Ổn định tỷ giá có lợi đối với nhiều quốc gia nhưng cũng tác động tiêu cực ở một vài quốc gia. Độc lập tiền tệ làm giảm lạm phát ở 1 số quốc gia và làm tăng lạm phát ở 1 số quốc gia khác. Hội nhập tài chính có tác động ở 21 quốc gia , nhìn chung là tác động có lợi, tuy nhiên ở 1 vài quốc gia, tác động này là tiêu cực, chẳng hạn làm giảm tăng trưởng ở Azerbaijan, Hàn Quốc, Việt Nam, làm tăng lạm phát ở Pakistan và Việt Nam.
Luận văn cũng xác nhận xu hướng hội tụ của bộ ba bất khả thi và quốc gia có bộ ba bất khả thi càng hội tụ thì lạm phát, biến động lạm phát và biến động sản lượng càng thấp.
Phân tích tương quan giữa sự ổn định bộ ba bất khả thi và các biến vĩ mô chỉ ra rằng, quốc gia có bộ ba bất khả thi ổn định hơn thì lạm phát thấp hơn, biến động lạm phát thấp hơn và biến động sản lượng cao hơn. Kiểm định trung bình cũng cho kết quả tương tự.
Hạn chế của luận văn là chỉ xem xét 3 biến độc lập trong các mô hình, do đó khả năng giải thích của các biến tương đối thấp. Có thể nghiên cứu sâu hơn bằng cách thêm một số biến độc lập như dự trữ ngoại hối, cung tiền M2, các cú sốc lãi suất quốc tế, cú sốc giá dầu, …
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Danh mục tài liệu tiếng Việt
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định, 2008. Giáo trình Tài chính quốc tế. Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống kê
Danh mục tài liệu tiếng Anh
Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2008. Assessing the Emerging Global Financial Architecture: Measuring the Trilemma's Configurations
over Time. NBER Working Paper Series, #14533 (December 2008, updated
in April 2009).
Aizenman, J., 2010. The Impossible Trinity (aka The Policy Trilemma). Santa Cruz Department of Economics, Working Paper Series from Department of Economics, UC Santa Cruz.
Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2010. The Emerging Global Financial Architecture: Tracing and Evaluating the New Patterns of the
Trilemma's Configurations. Journal of International Money and Finance, Vol.
29, No. 4, p. 615–641.
Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2011. Trilemma Configurations
in Asia in an Era of Financial Globalization. In China and Asia in the Global
Economy, edited by Yin-Wong Cheung and Guonan Ma.
Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2011. Surfing the Waves of Globalization: Asia and Financial Globalization in the Context of the
Trilemma. Journal of the Japanese and International Economies, vol. 25(3), p.
290 – 320 (September 2011).
Aizenman, J. and Ito, H., 2012. Trilemma Policy Convergence Patterns
and Output Volatility. North American Journal of Economics and Finance,
Volume 23, Issue 3, Pages 269–285 (December 2012).
Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2012. The Financial Crisis,
Morgan and M. Kawai, eds., Monetary and Currency Policy Issues for Asia: Implications of the Global Financial Crisis, Edward Elgar (February 2012). Also available as Asian Development Bank Institute Working Paper #213 (April).
Aizenman, J. and Ito, H., 2013. The Impossible Trinity, the
International Monetary Framework and the Pacific Rim. In I. N. Kaur and N.
Singh ed., Handbook of the Economics of the Pacific Rim: Oxford University Press.
Aizenman, J., and Ito, H., 2013. The More Divergent, the Better?:
Lessons on Trilemma Policies, Crises, and Output Losses for Asia. Asian
Development Review Volume 31, Number 2 (September 2014).
Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2013. The 'Impossible Trinity'
Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing.
Review of International Economics, 21(3), 447–458(August 2013).
Aizenman, J. and Ito, H., 2014. Living with the Trilemma Constraint: Relative Trilemma Policy Divergence, Crises, and Output Losses for
Developing Countries. Journal of International Money and Finance 49 p.28-
51.
Căpraru, B., Ihnatov, I., 2011. The effect of exchange rate arrangements on transmission of interest rates and monetary policy
independence: evidence from a group of new EU member countries. Scientific
Annals of the Alexandru Ioan Cuza University of Iasi – Economic Sciences Section, 58, 2011, pp.71-81.
Edwards, Levy Yeyati, 2005. Flexible exchange rates as shock
absorbers. European Economic Review, Volume 49, Issue 8, November
2005, Pages 2079–2105.
Frankel, Schmukler, Luis Serven, 2004. Global transmission of interest
rates: monetary independence and currency regime. Journal of International
Money and Finance, 23, 2004, pp. 701–733.
Ghosh, Gudle, Wolf, 2000. Currency boards: More than a quick fix?. Economic Policy, Vol. 15, Issue 31.
Hsing, Y., 2013. Study of the Trilemma Policies and their Impacts on
Inflation, Growth and Volatility for Brazil. Global Journal of Management
and Business Research Finance Volume 13 Issue 5 Version 1.0 Year 2013. Hsing, Y., 2012. Effects of the Trilemma Policies on Inflation, Growth
and Volatility in Bulgaria. Theoretical and Applied Economics Volume XIX
(2012), No. 4(569), pp. 49-58.
Hsing, Y., 2012. Impacts of the Trilemma Policies on Inflation, Growth
and Volatility in Greece. International Journal of Economics and Financial
Issues Vol. 2, No. 3, 2012, pp.373-378.
Hsing, Y., 2012. Study of the Trilemma Policies and Their Impacts on
Inflation, Growth and Volatility in the Czech Republic. International Research
Journal of Applied Finance, Vol – III Issue – 11 November, 2012.
Ihnatov, I. and Căpraru, B., 2014. The trilemma policies and
macroeconomic volatility in Central and Eastern Europe. Procedia
Economics and Finance 15 ( 2014 ) 853 – 857.
Levy-Yeyati, Sturzenegger, 2003. To Float or to Fix: Evidence on the
Impact of Exchange Rate Regimes on Growth. American Economic Review,
Vol. 93, 4, pp. 1173-1193.
Obstfeld, M., Shambaugh, J.C., and Taylor, A.M., 2004. The Trilemma in History: Tradeoffs among Exchange Rates, Monetary Policies, and Capital Mobility. NBER Working Paper No. 10396.
Poper, H., Mandilaras, A., and Bird, G., 2013. Trilemma Stability and
International Macroeconomic Archetypes. European Economic Review, Vol.
64, 2013.
Ramey, G., and Ramey, V.A, 1995. Cross-Country Evidence on the
Link Between Volatility and Growth. The American Economic Review, Vol.
85, No. 5 (Dec., 1995), pp. 1138-1151.
Rose, A.K., 1996. Explaining exchange rate volatility: an empirical analysis of ‘the holy trinity’of monetary independence, fixed exchange rates,
and capital mobility. Journal of International Money and Finance, Volume 15,
PHỤ LỤC
Phụ lục 1: Thước đo bộ ba bất khả thi
Độc lập tiền tệ (MI)
Mức độ độc lập tiền tệ được đo lường dựa trên hệ số tương quan hàng năm của lãi suất hàng tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở, được tính bởi công thức:
MI = 1 – ( )
Trong đó, ri và rj lần lượt là lãi suất hàng tháng của quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở. Giá trị của MI thuộc đoạn [0; 1], càng gần 1 thể hiện chính sách tiền tệ của quốc gia đó càng độc lập.
Ổn định tỷ giá (ES)
Mức độ ổn định tỷ giá được đo lường dựa trên độ lệch chuẩn tỷ giá hàng tháng của quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở, được xác định bởi công thức:
ES =
Để tránh thiên lệch khi áp dụng công thức trên, các tác giả gán cho ES giá trị là 1 nếu sự thay đổi tỷ giá luôn nằm trong khoảng +/- 0.33%. Giá trị của ES cũng thuộc đoạn [0; 1], càng gần 1 nghĩa là tỷ giá càng ổn định.
Hội nhập tài chính (FI)
Đây là yếu tố khó đo lường nhất trong bộ ba bất khả thi, Chinn và Ito (2006, 2008) đề xuất sử dụng thông tin hạn chế liên quan được báo cáo hàng năm bởi IMF (Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions (AREAER)) để đo lường mức độ hội nhập tài chính của một quốc gia, bao gồm các biến cho thấy sự hiện diện của cơ chế đa tỷ giá, các hạn chế lên tài khoản vãng lai và tài khoản vốn. Thước đo này dựa trên cách tiếp cận pháp lý (de jure), khác với thước đo được xây dựng bởi Lane và Milesi-Ferretti (2006) dựa trên cách tiếp cận thực tế (de facto).
Phụ lục 2: Giai đoạn lấy số liệu của các quốc gia STT Quốc gia Bộ ba bất khả thi Lạm phát Tăng trưởng GDP 1 Armenia 1996 2013 1996 2014 1996 2014 2 Azerbaijan 1996 2013 1996 2014 1996 2014 3 Bahrain 1981 2013 1981 2014 1981 2014 4 Bangladesh 1987 2013 1987 2014 1987 2014 5 Bhutan 1985 2013 1985 2014 1985 2014 6 Cambodia 1995 2013 1995 2014 1995 2014 7 China 1987 2013 1987 2014 1987 2014 8 Cyprus 1976 2013 1976 2014 1976 2014 9 Georgia 1995 2013 1995 2014 1995 2014 10 India 1970 2013 1970 2014 1970 2014 11 Indonesia 1983 2013 1983 2014 1983 2014 12 Israel 1982 2013 1982 2014 1982 2014 13 Japan 1970 2013 1970 2014 1970 2014 14 Jordan 1976 2013 1976 2014 1976 2014 15 Kazakhstan 1996 2013 1996 2014 1996 2014 16 Korea, South 1970 2013 1970 2014 1970 2014 17 Kuwait 1975 2013 1975 2014 1975 2014 18 Kyrgyzstan 1996 2013 1996 2014 1996 2014 19 Laos 1989 2013 1989 2014 1989 2014 20 Lebanon 1970 2013 1989 2014 21 Malaysia 1970 2013 1970 2014 1970 2014 22 Maldives 1982 2013 1989 2014 1989 2014 23 Mongolia 1995 2013 1995 2014 1995 2014 24 Myanmar 1975 2013 1975 2014 1975 2014 25 Nepal 1974 2013 1974 2014 1974 2014 26 Oman 1980 2013 1980 2014 27 Pakistan 1970 2013 1970 2014 1970 2014 28 Philippines 1970 2013 1970 2014 1970 2014 29 Qatar 1981 2013 1981 2014 1981 2014
30 Saudi Arabia 1996 2013 1996 2014 1996 2014 31 Singapore 1972 2013 1972 2014 1972 2014 32 Sri Lanka 1970 2013 1970 2014 1970 2014 33 Tajikistan 1997 2013 1997 2014 1997 2014 34 Thailand 1977 2013 1977 2014 1977 2014 35 Turkey 1970 2013 1970 2014 1970 2014 36 Vietnam 1996 2013 1996 2014 1996 2014 37 Yemen 1995 2013 1995 2014 1995 2014 38 Hong Kong 1982 2013 1982 2014 1982 2014
Phụ lục 3: Cách tính R2 trong phương trình hồi quy
Chú ý rằng phương trình hồi quy này tương đối đặc biệt, thứ nhất là nó đi qua gốc tọa độ, tức là không có tung độ góc, thứ hai, biến phụ thuộc là hằng số. Vì vậy, phần mềm Eviews không cung cấp sẵn R2. Có thể giải thích như sau, trong hồi quy bình thường, R2
được tính bởi công thức R2 = 1-
TSS = ∑ ̅
Do hàm hồi quy trên có biến phụ thuộc là hằng số nên TSS = 0 và R2 sẽ gặp lỗi chia 0.
Vì phương trình hồi quy trên đi qua gốc tọa độ, nên TSS được điều chỉnh và tính bởi công thức
TSS = ∑ = ∑ ̂ + ∑ ̂ RSS = ∑ ̂ Từ đó có thể tính R2 theo công thức trên.
Phụ lục 4: Kiểm định Breusch – Pagan
Kiểm định Breusch – Pagan đối với biến phụ thuộc GR
Lagrange multiplier (LM) test for panel data Sample: 1997 2013
Total panel observations: 646 Probability in ()
Null (no rand. effect) Cross-section Period Both Alternative One-sided One-sided
Honda 13.81798 11.97365 18.23743 (0.0000) (0.0000) (0.0000) King-Wu 13.81798 11.97365 17.59654 (0.0000) (0.0000) (0.0000) SLM 14.69144 12.59621 -- (0.0000) (0.0000) -- GHM -- -- 334.3048 -- -- (0.0000)
Kiểm định Breusch – Pagan đối với biến phụ thuộc INF
Lagrange multiplier (LM) test for panel data Sample: 1997 2013
Total panel observations: 612 Probability in ()
Null (no rand. effect) Cross-section Period Both Alternative One-sided One-sided
Honda 14.03140 3.133224 12.13722 (0.0000) (0.0009) (0.0000) King-Wu 14.03140 3.133224 10.45477 (0.0000) (0.0009) (0.0000) SLM 14.95381 3.439467 -- (0.0000) (0.0003) -- GHM -- -- 206.6974 -- -- (0.0000)
Kiểm định Breusch – Pagan đối với biến phụ thuộc OV
Lagrange multiplier (LM) test for panel data Sample: 1997 2010
Total panel observations: 504 Probability in ()
Null (no rand. effect) Cross-section Period Both Alternative One-sided One-sided
Honda 25.43864 0.746840 18.51593 (0.0000) (0.2276) (0.0000) King-Wu 25.43864 0.746840 13.87642 (0.0000) (0.2276) (0.0000) SLM 26.87795 0.989842 -- (0.0000) (0.1611) -- GHM -- -- 647.6819 -- -- (0.0000)
Kiểm định Breusch – Pagan đối với biến phụ thuộc IV
Lagrange multiplier (LM) test for panel data Sample: 1997 2010
Total panel observations: 504 Probability in ()
Null (no rand. effect) Cross-section Period Both Alternative One-sided One-sided
Honda 15.67225 1.323019 12.01747 (0.0000) (0.0929) (0.0000) King-Wu 15.67225 1.323019 9.285843 (0.0000) (0.0929) (0.0000) SLM 16.68989 1.590581 -- (0.0000) (0.0559) -- GHM -- -- 247.3700 -- -- (0.0000)
Phụ lục 5: Kiểm định trung bình tác động của sự ổn định bộ ba bất khả thi
Kiểm định trung bình đối với biến tăng trưởng (GR)
Test for Equality of Means Between Series Date: 08/09/15 Time: 00:58
Sample (adjusted): 1 460
Included observations: 460 after adjustments
Method df Value Probability
t-test 918 -1.033099 0.3018
Satterthwaite-Welch t-test* 770.6775 -1.033099 0.3019
Anova F-test (1, 918) 1.067293 0.3018
Welch F-test* (1, 770.677) 1.067293 0.3019
Kiểm định trung bình đối với biến lạm phát (INF)
Test for Equality of Means Between Series Date: 08/09/15 Time: 01:07
Sample (adjusted): 1 460
Included observations: 432 after adjustments
Method df Value Probability
t-test 862 1.959445 0.0504
Satterthwaite-Welch t-test* 822.5486 1.959445 0.0504
Anova F-test (1, 862) 3.839425 0.0504
Kiểm định trung bình đối với biến biến động sản lượng (OV)
Test for Equality of Means Between Series Date: 08/09/15 Time: 01:13
Sample: 1 721
Included observations: 721
Method df Value Probability
t-test 1065 -2.198557 0.0281
Satterthwaite-Welch t-test* 1030.818 -2.302921 0.0215
Anova F-test (1, 1065) 4.833652 0.0281
Welch F-test* (1, 1030.82) 5.303446 0.0215
Kiểm định trung bình đối với biến biến động lạm phát (IV)
Test for Equality of Means Between Series Date: 08/09/15 Time: 01:18
Sample: 1 721
Included observations: 721
Method df Value Probability
t-test 1013 1.609233 0.1079
Satterthwaite-Welch t-test* 614.0334 1.474183 0.1409
Anova F-test (1, 1013) 2.589630 0.1079