Sự phát triển hội nhập tài chính là m ột kết quả không thể tránh khỏi của hội nhập thương mại ngày càng sâu sắc hơn của các nước đan g ph át triển. Một hệ quả ph ụ của sự phát triển hội nh ập tài chính là tiếp xúc nhiều hơn với bất ổn tài chính. Những lo n gại về bất ổn tài ch ính và tiền tệ làm tăng cường tính bổ sun g giữa các m ức độ tích trữ dự phòn g và vô hi ệu hóa. Trong phạm vi t ừng quốc gia có thể tiếp tục tích lũy dự trữ, vô hiệu hóa v à tính ổn định của ch ính sách hỗn hợp này phụ thuộc vào nhữn g lợi ích và chi phí liên quan.
Bên cạnh nhữn g lợi ích mang lại, quản lý dự trữ quố c tế khó tránh khỏi những hạn chế nghi êm trọng. Đầu tiên, đó là chi phí cơ hội trực tiếp của dự trữ liên quan đến năn g suất biên (hi ệu suất biên) của vốn côn g và / hoặc chi phí vay bên ngoài. Thứ hai, chính sách vô hiệu hóa có những chi phí tài chính liên quan t ới sự kh ác biệt giữa một m ặt là chi phí trả cho nhữn g khoản nợ n gân hàng trung ươn g phát hành để vô hiệu hóa thanh khoản trong nước (hoặc chi phí cơ hội từ việc bỏ qua lợi nhuận trên tài sản trong nư ớc, ch ẳng hạn như trái ph iếu chính ph ủ bán cho khu vực tư nhân), và m ặt khác là lợi nhuận thu được trên tài sản dự trữ nước n goài.
Hình 4 a đại diên cho các chi phí tài chính của chính sách vô hiệu hóa trong trườn g hợp của Trung Quố c, thong qua sự bởi sự khác biệt giữa lãi suất trái phiếu 1 năm của Ngân hàng Tr ung
Ương T run g Quốc và kho bạc Mỹ (m ức chênh lệch là sự khác biệt giữa h ai h ình tr ụ theo ch iều dọc trong hình 4b).26 Quan sát thấy sự chênh lệch lãi suất là dươn g, nhưn g thu hẹp lại trong năm 2003 và 2004, và thực sự đảo ch iều âm trong n ăm 2005, ngụ ý Tr ung Quố c sau đó đã k iếm được tiền trên số dư từ hoạt động vô hiệuhóa. T uy nhi ên, việc thu hẹp khoản g cách này trong các quý gần đây ( và chênh lệch dươn g một lần vào t háng 12 năm 2007) ngụ ý rằn g ch i phí vô hiệu hóa của Tr ung Quốc đã tăng lên. Hình 4 b m ô tả vi ệc thay đổ i chênh lệch l ãi suất cho năm quốc gia Châu Á từ tháng 6 năm 2004 và tháng 5 năm 2007, cho thấy rằn g ch i phí vô hiệu hóa tăn g trong tất cả các quốc gia này.
Sự vô hiệu hóa và tích lũy dự trữ ngoại hối cũn g liên quan đến chi phí rủi ro đạo đức vĩ m ô và vi m ô. Rủi ro đạo đức vĩ m ô phát sinh khi tích trữ dự phòn g kh uyến khích ch i tiêu trong chế độ đặc trưn g bởi sự bất ổn định chính trị và giám sát bị giới hạn (xem Aizenm an và M ar ion, năm 2004,
cho thấy nước được đặc trưn g bởi bất ổn chính trị và sự phân cực lớn hơn lựa chọn để nắm giữ ít hơn dự trữ quốc tế). Rủi ro đạo đức vi mô phát sinh khi tích trữ dự phòng trợ cấp nhận rủi ro (Yeyati, năm 2008, gọi yê u cầu dự trữ bắt buộc tại các ngân h àng như là một điều khoản đình chỉ khả năng ch uy ển đổi trước). Cuố i cùn g, dự trữ tích trữ và sự vô hiệu hóa có thể khuyến khích khu vực tài chính biến dạn g. Ví dụ, sử dụng các côn g cụ phi thị trường (ví dụ như yêu cầu dự trữ, kiểm soát tín dụn g trực tiếp) có thể cản trở sự phát triển của thị trường trái phiếu doanh n ghiệp và t hay đổi hành v i của cá c n gân hàn g. Cũn g như nó có thể gây t rở n gại sự phát triển tài chính bằn g cá ch phân chia các thị trườn g nợ côn g thông qua việc các khoản nợ của n gân hàn g tr ung ươn g thay vì trái phiếu kho bạc. 27
Bài nghiên cứu cho rằng việc m ở rộng mức độ vô hiệu hó a của một quốc gia có t hể thực hiện ph ụ thuộc vào khả năng vượt qua các c uộc suy thoái tài ch ính và c ác tình trạng bất ổn khác c ủa nền kinh tế. T rong phụ lục, ch ún g tôi đã đề xuất m ột m ô hình giải thích khả năn g để vô hiệu hóa phụ thuộc vào khả năn g thay thế bất hoàn hảo của tài sản trong một thế giới nơi chi phí của tài sản kinh doanh thay đổi m ột cách có hệ thống thông qua đại lý (bởi vì khả năn g tác độn g cân bằng) và trên các loại tài sản ( do tính thanh khoản v à đặc điểm rủi ro khác nhau). T rong kh uôn khổ n ày, chún g tôi cho thấy rằn g các chính sách xoa dịu áp lực tài ch ính lớn tron g nước c ũn g giảm chi phí vô hiệu hóa. Điều này cho thấy rằn g các nư ớc có khả n ăn g và sẵn sàng tham gia vào vô hiệu hóa tài chính lớn hơn sẽ có thể để duy trì các chính sách cấu trúc tích trữ dự phòn g và vô hiệu hóa cho m ột khoảng thời gian dài.28
Sự ổn định chính sách kết hợp hiện nay còn phức tạp khi tính toán chi phí - lợi ích c ủa m ỗi quốc gia, phụ thuộ c vào các hành động của các quốc gia khác. Các quốc gia lựa chọn chiến lược tăng trưởn g định hướn g x uất khẩu có thể chọn tăng tích trữ để cải thiện và duy trì khả năn g c ạnh tranh của họ với các nước công n ghi ệp khác. Ví dụ như, T run g Quốc v à các n ước Đôn g Nam Á đan g cố gắn g để duy trì khả năng cạnh tranh trong xuất khẩu sang Mỹ, vì các nước này có chi phí vô hiệu hóa thấp hơn sẵn sàn g làm sai lệch h ệ thống tài chính của họ, có thể gia tăng đán g kể trong dự trữ n goại tệ.Nh ư vậy điều n ày giải thích cho sự gia tăng chưa từng có trong dự trữ ngoại hối của Trung Quốc từ Năm 2002, lên tới gần 50% GDP và cao hơn các mức độ của cá c nước Đôn g Nam Á khác (xem Aizenm an v à L ee, 2008). T uy nhi ên, các kết quả này dễ mất đi nếu như m ột quốc gia có chi phí vô hiệu hóa vượt quá lợi ích. Những nhận định này là phù hợp với T oàn cảnh Kinh tế T hế giới (2007), cho rằn g vi ệc duy trì tỷ giá hối đoái danh n ghĩa qua sự can thiệp của vô h iệu hóa có thể không hiệu quả vì dòn g vốn ch ảy vào quá lớn và liên tục.Thật vậy, gần đây, chi phí vô hiệu hó a của Trung Quố c gia tăn g có thể giải thích cho sự suy giảm trong m ức độ vô hiệu hóa v à đã có dấu hi ệu gia tăng lạm phát.
nước m ới nổi là phù hợp với bộ ba bất khả thi m ới, trong đó thị trường các quốc gia mới nổi tham gia tích lũy dự trữ n goa i hối trong khi đồn g thời cố gắn g duy trì chính sách độc lập tiền tệ. Quan sát đầy đủ hơn của thay đổi tính chất và mức độ linh hoạt tỷ giá, hội nhập tài chính, v à tự chủ về tiền tệ giữa thị trường các nước m ới nổi cần những n ghiên cứu chuy ên sâu.
Ghi chú
1. T hông tin đã được biết đến qua các báo cáo, tài liệu của Obstfeld và Rogoff (1995) và Fisch er (2001). Các thông tin liên quan đã đưa ra nhận định rằn g một m ức giá cố định có thể tạo ra một "cái bẫy" lớn hơn trong thời đại hội nhập tài chính, theo đó một chính sách ban đầu sẽ tạo ra một biện pháp tương đối hiệu quả để chốn g lạm phát, nhưng kết quả cuố i cùng của ch ính sách ghìm giá ổn định không đủ mạnh để tạo ra một cú sốc thực sự và điều đó làm cho nền k inh tế bị tổn thất phúc lợi lớn hơn. (x em Eichen green, Năm 1999; Frankel, năm 1999; E dwards và Levy Yey ati, năm 2005; Aizenm an và Glick, (2008 a).
2. Danh sách các nước có kinh n ghiệm tương tự rất nhiều (ví dụ như Nga, Brazil và nh ững người khác ). Tài liệu tham khảo của ch ún g tôi ch ủ yếu là tập trung vào Mexico và c ác n ước tron g khu vực Đôn g Á bời vì thời gian c uộ c kh ủng ho ảng của các nước n ày, họ là nhữn g n ước đầu tiên trong khu vực trải qua biến cố " đột n gột dừng lại", đó là bị ảnh hư ởn g sâu sắc sự đảo ngược của các dòng tài chính n gắn hạn ("tiền nóng").
3. Lưu ý rằn g sự ổn định tỷ giá hố i đoái có thể luôn là m ục tiêu mà chính sách mong muốn . Có rất nhiều ch ính sách quản lý cho phép các quốc gia ổn định tỷ giá hối đoái của họ, trong khi giữ lại các tùy chọn của tỷ giá hối đoái điều ch ỉnh sự hiện diện của nh ữn g c ú sốc lớn m à khôn g cần trải qua một sự cân bằn g của khủn g hoản g thanh toán. T ương tự như vậy, các nước có t hể lựa chọn không cho tỷ giá hối đoái ổn định, m ặc dù chi phí ít hơn độc lập tiền tệ (xem kinh n ghiệm của E-xt ô-ni-a, Hồn g Kôn g, v à các nước khác). Do đó, trong dòng Trilemm a, x u h ướn g hộ i nhập tài chính của các nước đang phát triển n gụ ý rằn g họ ph ải đánh đổ i lợi ích của hộ i nhập tài chính đối với chi phí giảm tự chủ về tiền tệ hoặc tỷ giá hối đoái linh hoạt.
4. Đối với nhữn g lý do này, n gay cả nước đã duy trì t ỷ giá hối đoá i cố định, chẳn g hạn như Trung Quốc cho đến giữa năm 2005, họ hỗ trợ ch ính sách c ủa họ bằng cách dự trữ m ột lượn g kh á lớn ngoại tệ.
5. Cơ quan tiền tệ cũn g có thể tìm kiếm để vô hiệu hóa hiệu quả của các dòng vốn dự trữ, không chỉ trên tiền dự trữ cơ bản, m à còn cun g cấp tiền rộng hơn bằng cách, ví dụ, tăn g yê u cầu dự trữ bặt buộc trên tiền gửi n gân hàn g. Ví dụ T run g Quốc , đã tăn g dự trữ bắt buộc đán g kể trong nhữn g năm gần đây.
của đồn g USD, FL biểu thị trách nhiệm t ài ch ính của n gân hàn g trung ươn g (IM F đường 16C), và " ∆" là các nhà điều hành thay đổi. T heo đó, ch ún g tôi xác định ∆DC = ∆RM - ∆FR.
8.T rường hợp ngoại lệ là nh ững năm 1993 khi Trung Quốc ki ềm chế hiệu quả luồn g dự trữ nước ngoà i bằng cách m ở rộng cổ phần tiền dự trữ , tăng n ắm giữ tài sản trong n ước.
9.T hời gian m ẫu cho Ar gent ina v à Br azil bắt đầu 4 quý sau kh i thực hiện cải cách tiền tệ vào1992Q1 đối với Ar gent ina và 1995 Q2 đối với Bra zil.
10. Ch úng tôi quy gán cho tăn g trưởn g GDP hàn g quý cho một số n ước trong mẫu của ch ún g tôi t ừ một trung bình di độn g của các quan sát trước khi năm nay, hiện tại, và năm sau.
11. Ch úng tôi bắt đầu với các mẫu có thời gian, 1984 Q2-1994Q1, 1984Q3-1994Q2, vv..., kết thúc với 1997Q3 - 2007 Q2, tùy th uộc vào dữ liệu sẵn có.
12. Lưu ý rằng hệ số vô h iệu hóa ch ỉ là m ột tham số xác định lập trườn g c ủa chính sách tiền tệ. Sự hiểu biết đầy đủ hơn của chính sách tiền tệ đò i hỏi thông tin về nhữn g thay đổi trong n gân h àng thương mại và t run g ương yêu cầu dự trữ, giảm giá cá c hoạt độn g chiết khấu, vv.
13. Những con số báo cáo m ột trong nhữn g hệ thống lỗi tiêu ch uẩn, sử dụn g các lỗi Newey- West được điều chỉnh cho nố i tiếp tương quan c ủa 3 quý.
14. Cân bằn g dữ liệu c ủa n gân hàn g trun g ương Trun g Quốc chỉ có từ 1985 Q3, n gụ ý rằn g bốn quý đầu tiên quan sát sự thay đổi bắt đầu vào 1986 Q2, và các m ẫu 40 quý đầu tiên trong thời gian 1986Q2-1996Q1.
15. Quỹ tài sản có ch ủ quyền của Trung Quốc, Tổng công ty Đầu tư Trung Quốc, là không chính thức, được thiết lập cho đến nửa sau của năm 2007 với vốn ban đầu $ 200 tỷ trong tổng số Trung Quốc dự trữ nắm giữ và sau đó hơn 1,3 ngh ìn tỷ USD. Nhưng có những dấu hiệu cho thấy tài sản ngân hàng trun g ương thay đổ i tổ chức tiền nhiệm c ủa nó, Huijins Inve stm ent, và một số ngân hàng thương mại Tr ung Quố c trước đó. số tiền này đối với báo cáo nước n goài n ắm giữ dự trữ sẽ làm giảm tầm quan trọng của dự trữ dòn g vốn n ước n goài chảy vào v à nâng cao quy m ô của tài sản ngân h àng trong nư ớc, kết quả trong m ột mức độ ước tính thấp hơn vô hiệu hóa.
16. Đối với Ar gent ina, chính sách tiền tệ bước đầu đã được ổn định với vi ệc áp dụng các đồn g tiền của mình trong 1991Q1, có nghĩa là bốn quý đầu tiên bắt đầu quan sát sự thay đổi trong 1992Q1, và 40 quý đầu tiên của thời kỳ m ẫu cán 1992Q1-2001 Q4. Đối với Br azil, 40 quý đầu tiên cán mẫu là 1995Q2-2005Q1.
17. Trong các đặc điểm kỹ thuật đầu tiên, ch úng tôi cũn g bao gồm một biến ph ụ thuộc cũng như ba quý giả nh ư các biến giải thích. Xem Mohanty và Turner (2006) sử dụn g m ột tương tự nh ư đặc 7 . C ụ t h ể, ch ú n g t ôi x ác đ ịn h F Rt = ( SLC / $)t( F R$t - F R$t -1) - ( FLt - F Lt-1), trong đó FR $ b i ểu t hị d ự t rữ n g o ại t ệ b ằn g đ ô l a (I MF d ò n g 1 1d ), SL C / $ l à giá tiền tệ địa phư ơng
điểm kỹ thuật, c ũn g thấy Glick v à Hutchison (2000), người sử dụn g m ột vector khôn g bị ràn g buộc sửa chữa sai sót theo phương pháp ước tính vô hiệuhóa linh hoạt.
18. Ar gent ina và Bra zil trong m ẫu chỉ 10 năm sau kh i thực hiện cải cách tiền tệ, 2002Q1 cho Ar gentina và 2005Q2 cho Br azil.
19. Ch úng tôi nhận thức được tiềm năng của nh ững thành kiến vốn có trong v iệc sử dụng kiến thức trước khi chọn mốc thời gian gián đoạn. Vì lý do này ch úng tôi cố tình tránh việc lựa chọn mốc thời gian gián đo ạn dựa trên điểm uốn của đường hồi quy. Ch ún g tôi không cảm thấy kết luận chun g c ủa chún g tôi sẽ bị ảnh hưởng bởi việc sử dụn g cá ch tiếp cận phức tạp hơn chuỗi thời gian gián đoạn đã xác định.
20. Giả sử chiều dài di ch uyển có t hể có lỗi trung bình c ủa h ai lần số lượn g của chồn g chéo các quý, tài khoản tươn g quan nối tiếp có thể không chỉ từ sự chồn g chéo, m à còn từ các n guồn khác (ví dụ như xem Cochrane, 1991).
21. Cần lưu ý r ằng ch úng tôi khôn g dùng tài khoản của co thể dịch chuyển độn g thời bởi vì dòng dự trữ ngoại hối thay đổi n ày có t hể đáp ứn g ch ính sách tiền tệ trong nước, đặc biệt là kh i sự can thiệp của ngân hàng trung ương ảnh hưởn g đến tỷ giá hối đoá i. T uy nhiên, trước khi tìm cách kiểm soát nội sinh có thể có của các biến giải thích trong hồi quy vô hiệu hóa thông qua công cụ dự toán đã không tìm thấy tác độn g nhiều vào cườn g độ hệ số và sai số ch uẩn của họ so với OL S (ví dụ như Ouyan g et al., 2007). (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
22. Bao gồm GDP danh n ghĩa làm cho thời kì gián đoạn khôn g đáng kể trong cá c trườn g hợp của Thái Lan và Singapore.
23. Sự gia tăng trong vô hiệu hóa quan trọng đối v ới cả Ar gent ina và Br azil trong Bản g 1, chúng tôi kiểm soát các y ếu tố quy ết định khác c ủa ch ính sách tiền tệ trong nước với GDP danh nghĩa, nhưng không cho phép bất kỳ gián đoạn trong việc ứn g phó với biến này. Rõ ràn g, cho phép m ột gián đoạn trong việc ứng phó với lạm phát, như trong cột (3) trong bản g 2, cho thấy ảnh hưởn g c ủa một gián đoạn trong hành vi vô hiệu hóa. Kết quả trong Bảng 2 cho Argentina có vấn đề đặc biệt như hệ số tươn g quan với dự trữ trong dòng vào là đáng kể và tích cực, trong trườn g h ợp này, hệ số tương quan lạm phát cũng như ý n ghĩa lớn bất thường ( giá trị tuyệt đối).
24. Nếu ngân hàn g trung ươn g không nhạy c ảm với bất kỳ mối quan t âm về độ lớn tươn g đối kh ác nhau các thành phần c ủa c án cân thanh toán, người ta hy vọng rằng hồi quy có liên quan mức độ có nghĩa thống kê . Cuộc thảo luận về nh ữn g r ủi ro tiếp xúc n gày càn g tăn g v ề "vốn nổi" cho thấy các ngân hàng trun g ương thực sự có thể điều chỉnh chính sách của nó để lại mối quan tâm lớn hơn về "vốn nổi "chứ khôn g phải là v ề dòng FDI.
25. Các dữ liệu quý về sự cân bằn g của cán cân thanh toán bằng tiền đô la được chuyển đổ i thành