II. CƠ CHẾ THỰC HIỆN VÔ HIỆU HÓA CỦA TRUNG QUỐC
3.Đo lường phản ứng vô hiệu hoá của Trung Quốc
3.1. Điều chỉnh NDAs và NFAs
Bảng cân đối tiêu biểu:
TÀI SẢN NỢ VÀ VỐN CỔ PHẦN
Tài sản nước ngoài (FA) Tiền trong lưu thông và tiền giử (MB) Tài sản nội địa (DA) Nợ nước ngoài (FL)
Tài sản khác (OA) Nợ nội địa (DL) Nợ khác (OL)
ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM |
Vốn cổ phần (K)
Lưu ý: Hình thức lấy theo báo cáo của cục thống kê tài chính quốc tế (IFS)
Khi thay đổi đồng thời NDA và NFA dựa trên bảng cân đối của nhà cầm quyền tiền tệ, phải quan tâm giải thích cho những thay đổi không theo chính sách trong các biến như là hiệu ứng của việc đánh giá lại do giá vàng hay tỷ giá hối đoái thay đổi. Để loại trừ tiền vàng ra khỏi tài sản nước ngoài, chúng ta sử dụng sản phẩm của dự trữ ngoại hối định danh bằng đồng đôla và tỷ giá hối đoái (đồng nội tệ/US$) để đại diện cho tài sản nước ngoài. Tài sản nước ngoài ròng không chịu hiệu ứng của việc đánh giá lại sẽ như sau:
= ( + )− (6)
Rt là dự trữ ngoại hối định danh bằng đôla và et là tỷ giá hối đoái dựa theo đồng đôla.
Chúng ta sử dụng (R×e) hơn là FA trong bảng cân đối của PBC do có sự khác biệt trong trường hợp của Trung Quốc; đặc biệt đầu năm 2002 có sự sụt giảm mạnh mẽ không rõ nguyên do. Sử dụng (R×e) sẽ gây ra một vấn đề là giá trị dự trữ có thể thay đổi do sự biến động của tiền tệ. Tuy nhiên, hiệu ứng đánh giá này sẽ không làm thay đổi giá trị đồng tiền nội địa của lượng tiền cơ sở, và do đó mà chúng ta cần loại trừ những hiệu ứng này ra khỏi giá trị sổ sách của NFA trước khi ước lượng.
Nếu chúng ta có được những thành phần của các khoản dự trữ, chúng ta có thể điều chỉnh khi có những thay đổi về giá trị. Khi các số liệu không có sẵn, điều tốt nhất chúng ta nên làm là tất cả dự trữ được nắm giữ đều là US$ và điều chỉnh các khoản dự trữ đó theo tỷ giá hối đoái giữa CNY và USD. Tuy nhiên, chúng ta cũng cố gắng phân hóa những thành phần tiền tệ khác nhau của các khoản dự trữ được nắm giữ như là Prasad và Wei (2005).
Hiệu ứng của việc đánh giá lại là sự thay đổi trong NFAs do biến động của tỷ giá, điều này có thể được đo lường như trình bày dưới đây. Nhìn chung, nhà cầm quyền tiền tệ sẽ nhận thức được việc đánh giá lại cuối năm của các khoản nợ phải trả và tài sản nước ngoài thông qua các tài khoản lời lỗ trong bảng thu nhập. Vì
ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM |
bảng cân đối thu nhập sẽ được thể hiện trong tài khoản vốn (K) của bảng cân đối, nên sự thay đổi trong tài sản nước ngoài ròng do việc đánh giá lại có thể bù đắp bởi sự thay đổi trong vốn; vì vậy, lượng tiền cơ sở nội địa sẽ không thay đổi. Nói cách khác, nếu NFAs tăng lên bởi một sự gia tăng trong et, khi đó:
= ↑+ + − ↑
Tác động đánh giá lại = ( −1)
Vì vậy, thay đổi của tài sản nước ngoài ròng khi được xét lại là:
∆ ∗ = − ( )
Biến điều chỉnh lại sẽ loại trừ các ảnh hưởng về giá hay ảnh hưởng của giá cả, như chúng ta đã lưu ý rằng, không nên có những tác động trực tiếp lên tính thanh khoản.
NFAt*(NFA sau khi điều chỉnh) thì bị trở thành một thành phần dư ra:
∆ ∗ =∆ − ∆ ∗
Điều này ngụ ý rằng:
∆ ∗ =∆ +∆ − ∆ + ( −1)
ΔNFAt*, ΔNDAt* được sử dụng như những biến phụ thuộc trong phương trình (4) và (5).
3.2. Ước lượng mức độ vô hiệu hóa
Theo mô hình đơn giản thuộc nhóm học thuyết thứ nhất của Aizenman và Glick năm 2008:
∆ / = + ∆ / +
Trong đó:
ΔDC - Tài sản tín dụng nội địa ròng.
ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM |
RM - Tổng lượng tiền cơ sở.
β - Hệ số vô hiệu hóa.
Tác giả ước tính các hệ số vô hiệu hoá (β) với mô hình định lượng phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS sử dụng mẫu 40 quý.2 Trong những trường hợp này, một hệ số đơn nhất, tức là β = -1, trên biến ∆FR/RM thể hiện sự vô hiệu hoá tiền tệ hoàn toàn khi có sự thay đổi trong dự trữ, trong khi β = 0 có nghĩa là không có vô hiệu hoá. Giá trị của hệ số vô hiệu hoá giữa các cấp nằm trong khoảng -1 < β < 0, cho thấy sự vô hiệu hoá từng phần. Số -4 ở đây có nghĩa là độ trễ của các hiệu ứng trong 4 quý.
Sau khi chạy mô hình hồi quy, tác giả đã có kết quả về hệ số vô hiệu hóa ở Trung Quốc:
Hình 2.6 - Hệ số vô hiệu hoá từ chạy hồi quy 40 quý của Trung Quốc
Theo như biểu đồ trên có thể thấy hệ số vô hiệu hóa ở Trung Quốc dao động gần mức -1 vào khoảng thời gian năm 1996 đến năm 1999, cho đến năm 2000 giảm xuống và kể từ đó bắt đầu tăng liên tục tới tận năm 2006. Vậy thì theo mô hình của Aizenman và Glick, trường hợp Trung Quốc xảy ra vô hiệu hóa hoàn toàn là rất hiếm và thường thì là vô hiệu hóa một phần hay vô hiệu hóa nhiều hơn. Để tìm hiểu nguyên do về sự thay đổi bất bình thường của các hệ số này, ta tìm hiểu các yếu tố ảnh hưởng đến phản ứng vô hiệu hóa được trình bày trong phần tiếp theo.
2
Chúng tôi bắt đầu với các mẫu thời kì quý 2 năm 1984 - quí 1 năm 1994, chạy đến quý 3 năm 1984 - quý 2 năm 1994, v.v…, kết thúc vớiquý 3 năm 1997 - quý 2 năm 2007, tùy thuộc vào dữ liệu sẵn có.
ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM |