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

TP. Hồ Chí Minh, tháng 07 năm 2013

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 và Reuven Glick


GVHD: GSTS.Trần Ngọc Thơ
LỚP: NH Đêm 1 – 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

MỤC LỤC

I. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨ U VÀ MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1
1. Tổng quan nghiên cứu 1
2. Mục tiêu nghiên cứu 1
3. Thay đổi cơ cấu bộ ba bất khả thi 2
II. LÝ THUYẾT BỘ BA BẤT KHẢ THI VÀ CHÍNH SÁCH VÔ HIỆU HÓA 3
1. Lý thuyết bộ ba bất khả thi 3
2. Các thướt đo bộ ba bất khả thi 5
3. Chính sách vô hiệu hóa 6
III. PHƯƠNG PHÁP, MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 8
1. Phương pháp nghiên cứu 8
2. Mô hình 8
3. Dữ liệu nghiên cứu 8

IV. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 8
1. Tích lũy dự trữ và phản ứng vô hiệu hóa 8
2. Chi phí, lợi ích và khản năng chịu đựng của chính sách vô hiệu hóa 28
V. KẾT LUẬN 30


1

I. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VÀ MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU
1. Tổng quan nghiên cứu
Trong những năm cuối 1980 và đầu 1990, các quốc gia có nền kinh tế mới nổi đã đi theo
hướng mở cửa và tự do hóa tài chính. Tuy nhiên, Với sự 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, nhưng một số nước vẫn phải trải qua vài
cuộc khủng hoảng tài chính. Sau hậu quả của các cuộc khủng hoảng tài chính này, nhiều quốc gia
mới nổi đã thông qua một dạng chính sách gồm tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn nhưng vẫn chịu sự

quản lý cùng với việc tiếp tục hội nhập tài chính và một vài độc lập trong chính sách tiền tệ trong
nước ở một mức độ nào đó. Sự tích lũy các khoản dự phòng quốc tế đã trở thành một thành phần
chủ đạo trong việc nâng cao độ ổn định của mô hình mới này.Sự quan tâm về chi phí của việc duy
trì ổn định tiền tệ với chính sách hỗn hợp mới này cho thấy sự cần thiết cần phải tích lũy dự trữ
ngoại hối với việc vô hiệu hóa ngày càng gia tăng.Sự nắm bắt các cơ hội về chi phí tích lũy dự trữ
và chi phí vô hiệu hóa tài chính tài khóa lần lượt đưa ra các câu hỏi về tính khả thi về lâu dài của
hỗn hợp chính sách mới này, đặc biệt là tính hiệu quả của chính sách vô hiệu hóa.
Các tài liệu nghiên cứu gần đây đã phân tích những khía cạnh khác nhau của những sự phát
triển mới đây, chẳng hạn như là bản chất quy mô của tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn, sự tự do hóa tiền
tệ và hội nhập tài chính bởi các thị trường mới nổi (ví dụ như nghiên cứu của Fischer, 2001;
Aizenman và Lee, 2008). Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi tập trung vào các mối quan tâm về
phạm vi của sự vô hiệu hóa bằng cách ước tính xu hướng cận biên để làm vô hiệu việc tích lũy tài
sản ngoại tệ theo thời gian ở các quốc gia được chọn tại châu Á và châu Mỹ La Tinh.
Kết quả của chúng tôi xác nhận rằng việc tích lũy ngày càng lớn các khoản dự trữ ngoại tệ
trong những năm gần có liên quan đến sự vô hiệu hóa ngày càng mạnh thông qua các nước đang
phát triển ở châu Á cũng như châu Mỹ La. Đặc biệt, chúng tôi chỉ ra rằng có một sự gia tăng đáng
kể trong hệ số vô hiệu hóa những năm gần đây. Vì vậy, 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 suốt những năm gần đây. Thêm
vào đó, chúng tôi phát hiện ra rằng việc vô hiệu hóa các dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI)
tiêu biểu thì thấp hơn trong thặng dư cán cân vãng lai và dòng vốn đầu tư không trực tiếp (non-
FDI), điều này làm nảy sinh những lo ngại rằng tính không ổn định của chính sách tiền tệ phụ thuộc
vào thành phần các dòng vốn trong cán cân thanh toán.
Chúng tôi cũng bàn luận về lợi ích và chi phí của chính sách vô hiệu hóa.Đối với nhiều quốc
gia thì chi phí vô hiệu hóa xuất hiện ít hơn so với lợi ích nhận được kết hợp với chính sách ổn định
tiền tệ và tích lũy dự trữ.Tuy nhiên, chúng tôi đưa ra bằng chứng nói lên rằng những lợi ích liên
quan đến Trung Quốc và các quốc gia khác đã giảm xuống trong những quý vừa qua.Điều này hàm
ý các giới hạn đối với sức chịu đựng của dạng chính sách mới chỉ trong thời gian ngắn.
Cuối cùng, chúng tôi phác thảo ra một mô hình (được trình bày trong phần Phụ lục) giải
thích khả năng để vô hiệu hóa phụ thuộc như thế nào vào khả năng thay thế không hoàn toàn của tài
sản trên thế giới, nơi mà chi phí giao dịch tài sản thay đổi có hệ thống giữa các tác nhân (vì các tác

động quy mô hợp lý) và giữa các loại tài sản (bởi vì tính chất thanh khoản và rủi ro khác
nhau).Chúng tôi chỉ ra rằng những chính sách thúc đẩy sự hạn chế tài chính quốc gia lớn hơn làm
giảm chi phí vô hiệu hóa, đưa ra quy mô mà một quốc gia có thể vô hiệu hóa phụ thuộc vào mức độ
sẵn sàng chịu đựng sự hạn chế tài chính và sự bóp méo kinh tế khác.
2. Mục tiêu nghiên cứu
Bằng phương pháp ước lượng xu hướng biên để vô hiệu hóa sự tích lũy tài sản nước ngoài
thông qua đó để thấy được qua phạm vi của sự vô hiệu vô hiệu hóa dòng thu dự trữ ngoại hối tăng

2

lên trong những năm gần đây với các mức độ khác nhau ở Châu Á cũng như ở các nước Châu Mỹ
Latinh, phù hợp với sự lo lắng ngày càng lớn về ảnh hưởng của lạm phát tiềm ẩn tới các dòng thu
dự trữ
Đồng thời nghiên cứu về lợi ích và chi phí của sự vô hiệu hóa mà mỗi quôc gia khi thực hiện
chính sách vô hiệu hóa gặp phải trong việc thực hiện hội nhập tài chính.
3. Thay đổi cơ cấu bộ ba bất khả thi
Bài học lớn của một thập kỷ qua là rủi ro rơi kết hợp giữa hội nhập tài chính quốc tế với các
chế đô neo tỷ giá hối đoái cố định kiểu linh hoạt. Mỗi cuộc khủng hoảng liên quan chủ yếu đến thị
trường tài chính quốc tế từ năm 1994 – ở Mexico năm 1994, ở Thái Lan, Indonesia và Hàn Quốc
năm 1997, ở Nga và Brazil năm 1998, và Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ năm 2000 – một số khía cạnh
nào đó có liên quan đến một cơ chế tỷ giá hối đoái cố định hay được neo chặt. Cùng lúc đó, những
quốc gia không có tỷ giá neo cố định – giữa các quốc gia đó, Israel, Mexico và Nam Phi năm 1998
– đã tránh được các cuộc khủng hoảng mà các quốc gia thị trường mới nổi có tỷ giá neo cố đinh
phải hoang mang
1
. Kết quả là, nhiều quốc gia thị trường mới nổi đã thông qua chính sách phối hợp
các tỷ giá hối đoái có quản lý trong khi vẫn cố gắng duy trì mức độ kiểm soát chính sách tiền tệ
quốc gia cùng với việc tang cường hội nhập tài chính. Họ đã đạt được điều này bằng chính sách
phối hợp việc tích trữ dự trữ lớn và chính sách vô hiệu hóa.
Việc áp dụng khuôn khổ lý thuyết bộ ba bất khả thi hữu ích trong việc giải thích sự thay đổi

cấu trúc chính sách tiền tệ bởi các nước đang phát triển — the Trilemma. Bộ ba bất khả thi nói rằng
một quốc gia có thể chọn cùng lúc bất kỳ hai (nhưng không phải cả ba) trong số ba mục tiêu sau: sự
độc lập tiền tệ, sự ổn định tỷ giá hối đoái, và sự tự do hóa tài chính (xem Obstfeld và những nhà
nghiên cứu khác, 2005, để có thêm thông tin tham khảo và các thảo luận về bộ ba bất khả thi).
Với những thị trường vốn đóng cửa, một quốc gia có thể có kiểm soát chính sách tiền tệ và
tỷ giá hối đoái cố định nhưng không có tự do hóa tài chính. Điều này đã là chọn lựa ưa thích của
hầu hết các quốc gia đang phát triển trong khoảng từ giữa cuối những năm 1980 vì họ duy trì sự kết
hợp chính sách ổn định tỷ giá hối đoái và độc lập tiền tệ với tài khoản vốn gần như đóng cửa.
Trong những năm cuối 1980 và đầu 1990, những quốc gia như là Mexico, Hàn Quốc và vài
nền kinh tế châu Á khác, đã đi theo xu hướng mở cửa và tự do hóa tài chính. Tuy nhiên, khi họ mở
cửa thị trường tài chính nhiều hơn, họ thấy rằng các mục tiêu hội nhập tài chính lớn hơn, ổn định tỷ
giá hối đoái và độc lập tiền tệ không thể đồng thời cùng đạt được.
Những mục tiêu chính sách không nhất quán này đã dẫn đến các cuộc khủng hoảng tài chính
nghiêm trọng ở Mexico trong suốt 1994-1995, và ở Đông Á trong suốt những năm 1997-1998
2
. Các
cuộc khủng hoảng này đã xác nhận rằng việc đánh đổi cùng với bộ ba bất khả thi: một quốc gia
chọn hội nhập tài chính lớn hơn phải từ bỏ sự ổn định tỷ giá hối đoái nếu như muốn giữ một mức độ
ổn định tiền tệ. Thất bại đối với những cuộc khủng hoảng xảy ra như thế, sau đó, Mexico, Hàn
Quốc và những quốc gia khác đã chọn một cơ cấu chính sách mới. Cơ cấu bộ ba bất khả thi mới nổi

1
Thông điệp này đã được truyền tải trong những nghiên cứu nổi tiếng của Obstfeld và Rogoff (1995) và Fischer (2001).
Những nghiên cứu liên quan đã xây dựng những khả năng mà tỷ giá hối đoái ổn định có thể tạo ra “cái bẫy” trong khu
vực hội nhập tài chính toàn cầu, nhờ đó chế độ ban đầu mang lại những lợi ích trong sự tin tưởng chống lạm phát,
nhưng rút cục những kết quả trong sự đi ra từ sự ổn định gây ra bởi cú sốc bất lợi đủ lớn thực sự mà tạo ra những thiệt
hại phúc lợi lớn cho nến kinh tế (xem Eichengreen,1999; Frankel, 1999; Edwards
2
Danh sách các quốc gia với những kinh nghiệm tương tự ngày càng dài thêm (ví dụ: Russia, Brazil, và các nước
khác). Ở đây chúng ta tham khảo Mexico và các nước Đông Nam Á hầu như bởi thời điểm khủng hoảng của các nước

đó, mỗi quốc gia là đầu tiên trong vùng tương ứng trải qua đoạn “dừng đột ngột”, được sắp xếp bởi sự đảo ngược đột
ngột của những dòng tài chính ngắn hạn (“tiền nóng”).

3

dường như bao hàm sự hội nhập tài chính lớn hơn và tỷ giá hối đoái linh hoạt có quản lý tốt hơn,
đánh đổi sự ổn định tỷ giá hối đoái với tính linh hoạt của vốn trong khi vẫn duy trì một mức độ độc
lập tiền tệ
3
. Trong những năm đầu 1990, Argentina đã thông qua cơ cấu bộ ba bất khả thi khác liên
quan đến cố định tỷ giá hối đoái và hội nhập tài chính hoàn toàn được ủy ban tiền tệ đề ra.
Argentina cũng đã trải qua một cuộc khủng hoảng trong những năm đầu 2000 khi từ bỏ sự độc lập
trong chính sách tiền tệ đã không còn có thể thực hiện được nữa.
Sau khủng hoảng, nhiều thị trường mới nổi đã chọn cho mình một cơ cấu chính sách liên
quan đến tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn, chính sách tiền tệ quốc gia độc lập và tăng cường hội nhập
tài chính.Nhưng họ vẫn đang cam kết về việc quản lý tỷ giá hối đoái ở một mức độ nào đó.Vì thế,
khi đối mặt với áp lực làm cho đồng tiền của mình được đánh giá cao, họ đã và đang tích lũy và vô
hiệu hóa các khoản dự trữ. Trung Quốc đã mạnh mẽ đưa ra một hỗn hợp chính sách cho phép hội
nhập tài chính tốt hơn trên thực tế, và thông qua chính sách tỷ giá hối đoái linh hoạt có quản lý vào
giữa năm 2005 trong khi vẫn tích lũy và vô hiệu hóa lượng tiền vốn vào dự trữ ngoại tệ khổng lồ.
Phân tích toán kinh tế đưa ra những thay đổi mang tính cấu trúc trong mô hình tích lũy dự
trữ của các quốc gia đang phát triển (xem Aizenman và Marion, năm 2003; Aizenman và Lee, năm
2008; Cheung và Ito, 2008). Một sự thay đổi đã diễn ra vào đầu những năm 1990, một xu hướng
tăng vọt trong ngắn hạn sau cuộc khủng hoảng ở Đông Nam Á năm 1997-1998 nhưng lại giảm
xuống vào năm 2000 như được phản ánh trong sự gia tăng tỷ lệ dữ trự ngoại tệ/GDP. Sự thay đổi
cấu trúc thứ hai dường như cũng đã xảy ra trong những năm đầu 2000, sự thay đổi này do Trung
Quốc đưa ra bằng cách gia tăng chưa từng thấy việc tích lũy dự trữ ngoại tệ.
Việc tích lũy dự trữ ngoại tệ khổng lồ này có thể do nhiều nhân tố. Đầu tiên, một vài quốc
gia đã giành được các khoản dự trữ để đáp ứng nhu cầu phòng ngừa.Theo cách này, các khoản dự
trữ cung cấp bảo hiểm trước việc dừng đột ngột của các dòng vốn ngoại tệ vào, và bù đắp cho rủi ro

dòng vốn đảo chiều khi hội nhập tài chính lớn hơn.Thứ hai, các khoản dự trữ có thể được dùng để
làm giảm bớt ảnh hưởng của các cú sốc thương mại lên tỷ giá hối đoái và việc xuất khẩu của quốc
gia, tháo gỡ khó khăn trong việc điều chỉnh cán cân vãng lai.Ngoài ra, chúng còn cho phép các quốc
gia tránh dựa vào IMF (Quỹ tiền tệ quốc tế), Ngân hàng thế giới, và các tổ chức tài chính quốc tế
khác, v.v… về việc bảo hiểm ẩn phía sau.Sau cùng, tích lũy dự trữ có thể xảy ra như là một sản
phẩm phụ của việc quản lý tỷ giá hối đoái để khuyến khích xuất khẩu bằng cách hạ thấp giá trị đồng
nội tệ
4
.
II. LÝ THUYẾT BỘ BA BẤT KHẢ THI VÀ CHÍNH SÁCH VÔ HIỆU HÓA
1. Lý thuyết bộ ba bất khả thi
Bộ ba bất khả thi là lý thuyết rất phổ biến trong kinh tế được phát triển bởi Robert Mundell và
Marcus Fleming vào thập niên 1960. Bộ ba bất khả thi có thể phát biểu như một định đề: một quốc gia
không thể đồng thời đạt được tỷ giá cố định, hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ hay nói cách khác
một quốc gia chỉ có thể lựa chọn cùng một lúc đồng thời hai trong ba mục tiêu là độc lập tiền tệ, ổn
định tỷ giá và hội nhập tài chính.

3
Lưu ý rằng sự ổn định tỷ giá hối đoái có thể duy trì mục tiêu chính sách gợi mở. Sự thả nổi được quản lý chặt cho phép
các quốc gia ổn định tỷ giá hối đoái, trong khi giữ lại sự lựa chọn điều chỉnh tỷ giá hối đoái trong sự hiện diện của
những cú sốc lớn mà không trải qua sự cân bằng khủng khoảng thanh toán. Tương tự, những quốc gia có thể chọntỷ giá
hối đoái cố định, mặc dù tại mức độc lập tiền tệít hơn (xem những kinh nghiệm của Estonia, Hong Kong và các nước
khác). Vì thế, trên 1 dòng với “Bộ ba bất khả thi” (Trilemma), xu hướng hướng đến sự hòa nhập tài chính toàn cầu lớn
hơn bởi các nước đang phát triển hàm ý rằng họ phải đánh đổi những lợi ích của hội nhập tài chính với cái giá của sự
độc lập chính sách độc lập giảm và/hoặc tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn.
4
Cho những lý do này, những quốc gia duy trì tỉ giá hối đoái cố định, như Trung Quốc cho đến giữa năm 2005, đã chọn
củng cố sự ổn định của họ bằng cách tích lũy 1 số khá lớn dự trữ ngoại hối.

4

Bộ ba bất khả thi được minh họa trong hình sau, mỗi cạnh mô tả một mục tiêu kỳ vọng, tuy
nhiên không thể thực hiện đồng thời cả ba cạnh của một tam giác. Đỉnh của tam giác, được gọi là “thị
trường vốn đóng” là sự kết hợp giữa độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá, nhưng không có hội nhập tài
chính.
2
Thị trường vốnđóng

CS tiền tệỔn định
độc lập tỷ giá





TG thả nổi Hội nhập tài chínhTG cố định
Lịch sử đã chỉ ra rằng các hệ thống tài chính quốc tế khác nhau cố gắng để đạt được sự kếthợp
của hai trong ba mục tiêu chính sách, chẳng hạn như hệ thống bản vị vàng - bảo đảm vốn lưu động và
tỷ giá hối đoái cố định; hệ thống Bretton Woods - cung cấp một chínhsách tiền tệ độc lập và tỷ giá hối
đoái cố định. Trên thực tế các nền kinh tế đó đã thay đổicác sự kết hợp như là một phản ứng đối với
các cuộc khủng hoảng kinh tế hoặc các sự kiện kinh tế lớn có thể xảy ra, từ đó cho thấy rằng mỗi một
sự lựa chọn trong bộ ba mục tiêuchính sách là một sự hòa trộn những cái được và chưa được trong các
điều kiện quản lý kinhtế vĩ mô khác nhau.
+ Độc lập tiền tệ: giúp cho chính phủ chủ động sử dụng các công cụ chính sách tiền tệ để thực
hiện chính sách phản chu kỳ kinh tế. Chẳng hạn nếu nền kinh tế có dấu hiệu phát triển nóng, chính phủ
sẽ tăng lãi suất hoặc thắt chặt cung tiền và ngược lại. Trong các trường hợp này chính phủ không quan
tâm đến tỷ giá tăng hay giảm và các biến số kinh tế vĩ mô khác. Chính vì sự độc lập tiền tệ này mà
nhiều nhà kinh tế tin rằng chúng sẽ giúp nền kinh tế tăng trưởng ổn định hơn. Tuy nhiên, trong một thế
giới mà giá cả và tiền lương tương đối cứng nhắc, các nhà hoạch định chính sách có thể tác động làm
thay đổi sản lượng (ít nhất là trong ngắn hạn), như thế sẽ dẫn đến tăng biến động sản lượng và lạm

phát.Hơn nữa, độc lập tiền tệ quá mức có khả năng làm cho chính phủ tiền tệ hóa chi tiêu chính phủ
bằng cách phát hành tiền trang trải cho thâm hụt ngân sách.Hậu quả là nền kinh tế rơi vào mất ổn định
với tình trạng làm phát 2 con số thậm chí siêu lạm phát.
+ Ổn định tỷ giá: giúp tạo ra cái neo danh nghĩa để chính phủ tiến hành các biện pháp ổn định
giá cả. Cái neo này làm cho nhận thức của các nhà đầu tư đối với rủi ro của nền kinh tế giảm đi, do đó
thúc đẩy đầu tư và thương mại quốc tế.
4
Vì vậy, tại thời điểm của cuộc khủng hoảng kinh tế, duy trì
một tỷ giá hối đoái cố định có thể tăng độ tin cậy của các nhà hoạch định chính sách và do đó góp phần
ổn định sự dao động sản lượng (Aizenman, etal., 2009). Tuy nhiên, tỷ giá hối đoái ổn định quá mức
cũng có thể làm cho chính phủ mất đi một công cụ để hấp thụ các cú sốc bên ngoài ngoài dẫn truyền
vào nền kinh tế.Prasad(2008) lập luận rằng tính quá cứng nhắc của tỷ giá còn ngăn cản không cho
những nhà làmchính sách sử dụng công cụ chính sách phù hợp với thực tế diễn biến của nền kinh tế,
nhất là khi đang có dấu hiệu bong bóng tài sản. Nhìn chung , tỷ giá quá cứng nhắc chẳng những có khả
năng dẫn đến bất ổn trong tăng trưởng, rủi ro lạm phát cao mà còn dẫn đến phân bổ sai nguồn lực và
tăng trưởng không bền vững.

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 giúp quốc gia tăng trưởng nhanh hơn bằng cách phân bổ
nguồn lực tốt hơn. Chúng cũng giúp nhà đầu tư đa dạng hóa đầu tư, nhờ vậy họ mới mạnh dạn bỏ vốn
vào nền kinh tế. Thị trường tài chính nội địa nhờ đó cũng phát triển theo. Hội nhập tài chính còn giải
quyết được phần nào vấn đề mất cân xứng thông tin do từ khu vực doanh nghiệp đến chính phủ phải
minh bạch thông tin nếu muốn thu hút đầu tư nhiều hơn.
Lợi ích vô hình (lợi ích lớn nhất) mang lại từ hội nhập tài chính là tạo ra động lực giúp chính
phủ tiến hành cải cách và quản trị tốt hơn để theo kịp những thay đổi từ hội nhập. Trên thực tế, chính
nhờ vào quá trình tự do hóa tài chính cuối những thập niên 1990, nhất là sau khi trở thành thành viên
WTO 2007, mà chính phủ Việt Nam đã tiến hành nhiều cải cách sâu rộng, trong đó có cải cách thủ tục

hành chính và chất lượng thể chế,
Mặc dù vậy hội nhập tài chính cũng được cho là nguyên nhân dẫn đến bất ổn kinh tế trong hai
thập kỷ qua gồm cả cuộc khủng hoảng hiện nay. Đứng dưới gốc độ này, hội nhập tài chính có thể làm
luân chuyển các dòng vốn qua khỏi biên giới và khi có biến động dòng vốn dừng lại đột ngột hoặc đảo
chiều do đó làm cho các nền kinh tế dễ bị tổn thương khi có sự bùng nổ chu kỳ suy thoái (Kaminsky và
schmukler 2002).
6
Các cuộc khủng hoảng kinh tế thập niên 1990 và cuộc khủng hoảng tài chính toàn
cầu cũng có nguyên nhân từ hội nhập tài chính nhưng thiếu quy tắc điều tiết kèm theo.
Như vậy lý thuyết cho chúng ta biết rằng mỗi một lựa chọn trong ba chính sách bộ ba bất khả
thi có thể là một con dao hai lưỡi, vì vậy chúng ta nên phân tích chiều rộng cũng như sự tác động hỗn
hợp của mỗi chính sách trong việc lựa chọn.7 Hơn nữa, để làm cho vấn đề hoàn thiện hơn, trong khi có
ba cách để ghép nối hai trong số ba chính sách (tức là, ba đỉnh của tam giác trong hình 1) hiệu quả của
mỗi chính sách được lựa chọn có thể khác nhau tùy thuộc vào sự lựa chọn chính sách nào được ghép
nối 8 và do đó nó có thể có giá trị thực nghiệm phân tích ba loại kết hợp chính sách một cách toàn diện
và có hệ thống.
2. Các thước đo bộ ba bất khả thi
- Tỷ giá: yếu tố đầu tiên của bộ ba, dễ đo lường nhất. Độ ổn định của tỷ giá được đo lường dựa
vào chế độ tỷ giá thực tế thay vì chế độ tỷ giá như cam kết của một quốc gia với IMF.
- Độc lập tiền tệ: Rose (1996) đã có đề xuất đo lường độc lập tiền tệ bằng cách xem phản ứng
của tỷ giá đối với những sự thay đổi trong sản lượng, lãi suất và cung tiền. Tuy nhiên nhược điểm của
phương pháp này là khó phân biêt được trong thực tế đâu là một cú sốc cung và cú sốc cầu tiền tệ, đó
là chưa kể phải giả định tốc độ lưu thông tiền tệ là không đổi.
- Hội nhập tài chính là yếu tố khó đo lường nhất của bộ ba. Thường thì các nhà kinh tế dựa vào
phương thức kiểm soát vốn của mỗi quốc gia theo phân loại của IMF để xem xét chỉ số độ mở của tài
khoản vốn. Tuy nhiên điều mà các nhà kinh tế thực sự quan tâm là mức độ hội nhập tài chính trên thực
tế.Có thể một quốc gia tuyên bố kiểm soát chặt các giao dịch vốn nhưng trên thực tế các chính sách lại
khá thông thoáng.
Thước đo bộ ba bất khả thi của Chinn và Ito (2008): Độc lập tiền tệ (MI), ổn định tỷ giá (ERS) và
hội nhập tài chính (KAOPEN):

+ Độc lập tiền tệ (MI) :Mức độ độc lập tiền tệ được đo lường bằng hàm nghịch đảo của mức
tương quan hàng năm của lãi suất hàng tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở. Chỉ số mức độ
độc lập tiền tệ được xác định bằng:

6

MI = 1 −


, 

 − (−1)
1 − (−1)

Trong đó: i là quốc gia sở tại, j là quốc gia cơ sở. Với công thức như trên, giá trị tối đa là 1
và tối thiểu là 0.Giá trị của chỉ số càng tiến về 1 có nghĩa là chính sách tiền tệ càng độc lập
hơn.
+ Ổn định tỷ giá (ERS): Độ ổn định tỷ giá chính là độ lệch chuẩn của tỷ giá được tính theo
năm dựa trên dữ liệu tỷ giá mỗi tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở. Độ ổn định tỷ giá nằm
giữa giá trị 1 và 0, càng tiến về 1 tỷ giá càng ổn định so với quốc gia cơ sở:
 =
0,01
0,01+ (∆ log
(
ℎ

)
)

Cách thức đo lường độ ổn định tỷ giá như trên có ưu điểm là giúp chúng ta xác định được chính sách tỷ
giá trên thực tế mà một quốc gia đang áp dụng chứ không phải dựa trên những gì mà quốc giá đó tuyên
bố.
+ Hội nhập tài chính (KAOPEN): Trong các chỉ số đo lường bộ ba bất khả thi, khó nhất là đo
lường mức độ hội nhập tài chính. Mặc dù có nhiều phương pháp đo lường mức độ kiểm soát vốn của
một quốc gia nhưng nhìn chung không có phương pháp nào phản ánh hết những phức tạp của kiểm
soát vốn trong thực tế. Chinn và Ito (2006, 2008) đưa ra đề xuất sử dụng độ mở tài khoản vốn
KAOPEN để đo lường mức độ hội nhập tài chính.
KAOPEN dựa trên thông tin báo cáo hàng năm về cơ chế tỷ giá và những hạn chế ngoại hối do IMF
phát hành (AREAER). KAOPEN là thước đo được chuẩn hóa đầu tiên thể hiện cơ chế đa tỷ giá. Nhìn
vào KAOPEN ta sẽ thấy một quốc gia trên thực tế có tiến hành chính sách đa tỷ giá hay không. Đây là
dạng cơ chế mà một loại tỷ giá áp dụng cho giao dịch trên tài khoản vãng lai và một loại tỷ giá áp dụng
cho tài khoản vốn.Cơ chế đa tỷ giá chính là một dấu hiệu nhận biết một quốc gia tiến hành kiểm soát
vốn vì vậy KAOPEN cho thấy những hạn chế trong các giao dịch trên tài khoản vãng lai, tài khoản vốn
và kết hối ngoại tệ.Tuy nhiên KAOPEN có nhược điểm là không phản ảnh đúng mức những gì diễn ra
trong thực tế, nhất là khu vực tư nhân tìm mọi cách tránh né các biện pháp kiểm soát vốn của chính phủ.
Chỉ số Chin-Ito (KAOPEN) biến thiên giữa 0 và 1.Giá trị càng cao của chỉ số này cho thấy quốc gia
mở cửa hơn với những giao dịch vốn xuyên quốc gia.
Lưu ý chỉ số KAOPEN chỉ cho ta thấy độ mở tài khoản vốn theo pháp lý dựa trên các báo cáo của
chính phủ cho IMF, WB các chỉ số kinh tế vĩ mô liên quan đến kiểm soát vốn và ngoại hối.
3. Chính sách vô hiệu hóa
Một trong những lợi ích mang lại cho các quốc gia đang phát triển là dòng vốn vào. Dòng
vốn này đã góp phần làm thỏa mãn cơn khát vốn cho các dự án đầu tư, hỗ trợ thương mại dài hạn
và kích thích thị trường tài chính phát triển mạnh mẽ…từ đó kích thích tăng trưởng kinh tế ở các
quốc gia này. Tuy nhiên, hội nhập tài chính là con dao hai lưỡi (double–edged sword), nó cũng
mang lại không ít vấn đề cho các quốc gia đang phát triển. Dòng vốn vào, một mặt gây áp lực nâng
giá trị đồng tiền làm giảm khả năng cạnh tranh của hàng hóa xuất khẩu từ đó tác động xấu đến cán
cân vãng lai, mặt khác hành phần chiếm tỷ trọng lớn của dòng vốn này là ngắn hạn với mục đích
đầu cơ gây ra tình trạng lạm phát và bong bóng tài sản và đẩy nền kinh tế vào chu kì hưng thịnh–
suy thoái (boom–bust). Và cuối cùng nền kinh tế bịđẩy vào con đường khủng hoảng khi dòng vốn

đột ngột đảo chiều (sudden stop) trong tình trạng cán cân vãng lai thâm hụt. Dựa vào những lợi ích
và hạn chế từ hội nhập tài chính có thểthấy việc hội nhập là cần thiết nhưng cũng cần thực hiện các

7

biện pháp kiểm soát dòng vốn ở một mức độ nhất định nhằm hạn chế “tác dụng phụ” của nó. Và
cũng dễ dàng nhận thấy rằng để gia tăng hội nhập tài chính thì quốc gia phải thực hiện đánh đổi
giữa ổn định tỷ giá và độc lập về tiền tệ. Với những tác động không tốt của dòng vốn vào đối với
nền kinh tế thì việc kiểm soát vốn ở một mức độ nào đó là cần thiết.
Trong quá trình hội nhập tài chính, nhân tố đầu tiên bị tác động bởi dòng vốn vào là tỷ giá
– một trong 3 nhân tố của bộ ba bất khả thi. Nếu tỷ giá là linh hoạt hoàn toàn thì việc tỷgiá nâng
lên sẽ giúp các quốc gia đang phát triển hạn chế được một phần dòng vốn kinh doanh chênh lệch lãi
suất vì lợi nhuận nhà đầu tư nước ngoài đạt được từ lãi suất cao hơn đã bị triệt tiêu do tỷ giá trị
đồng nội tê tăng. Tuy nhiên, nếu đồng nội tệ đang bị định giá cao hoặc ít nhất là đang ở trạng thái
định giá đúng thì việc gia tăng giá trị đồng nội tệ sẽ làm cho hoạt động xuất khẩu suy giảm và cán
cân vãng lai bị thâm hụt. Trong tình huống đó, bất kì một hành động nào do tâm lý bầy đàn (herd
behavior) và bi quan quá mức (massive pessimism) sẽ dẫn đưa nền kinh tế các quốc gia này vào
“cái chết” mang tên khủng hoảng. Vì vậy, việc thả nổi tỷ giá là điều không nên trong trường hợp
các quốc gia đang phát triển. Và điều chính phủ cần làm lúc này là tìm ra một biện pháp khác
nhằm kiểm soát dòng tiền vào.
Để giữ cho tỷ giá ở một mức cố định hoặc ít nhất là biến động theo một dải băng được định
trước thì công cụ được sử dụng lúc này chính là dự trữ ngoại hối. Ngân hàngtrung ương sẽ dùng
đồng nội tệ để mua lại dòng tài sản ngoại chảy vào sao cho không làm thay đổi lớn tương quan
cung cầu giữa nội và ngoại tệ từ đó giữ cho tỷ giá được cốđịnh hoặc biến động quanh một vùng
định trước. Tuy nhiên, chính sách này cũng phải trảmột cái giá đắt đó là lượng cung tiền nội địa gia
tăng gây nên áp lực lạm phát.Bên cạnh đó, lý thuyết Mundell – Fleming đã cho thấy rằng khi tỷ giá
càng cố định thì việc thực thichính sách tiền tệ càng có ít tác dụng.
Nếu chúng ta thực hiện can thiệp bằng việc tăng dự trữ ngoại hối sẽ dẫn đến vấn đề lạm
phát. Dòng tiền tăng lên này có thể được làm giảm bằng các biện pháp can thiệp vô hiệu hóa thông
qua thị trường mở, cụ thể hơn là giảm lượng tín dụng nội địa. Tuy nhiên, hoạt động can thiệp vô

hiệu hóa gặp phải rất nhiều vấn đề hạn chế. Thị trường tài chính nội địa có thể không đủ lớn để
hấp thu lượng tín dụng tăng lên (bằng trái phiếu). Ngoài ra nó còn làm phát sinh chi phí tài khóa
liên quan – chính là chệnh lệch giữa lãi suất chi trả cho trái phiếu nội địa và lãi suất nhận được từ
các tài sản nước ngoài nắm giữ trong kho dự trữ Hơn nữa, khi thực hiện biện pháp vô hiệu hóa làm
giảm lượng cung tiền do đó lãi suất nội địa tiếp tục bị duy trì ở mức cao và dòng tiền ngoại tiếp
tục đổ vào nhằm tận dụng cơ hội kinh doanh chênh lệch lãi suất.
Tuy nhiên, nếu NHTW loại bỏ khả năng can thiệp vô hiệu hóa, cả xu hướng gia tăng dự trữ
ngoại hối đồng thời đồng nội tệ cũng đang bị định giá cao. Lúc này chính phủ phải sử dụng đến
chính sách vĩ mô và biện pháp trực tiếp hơn.
Dựa trên cơ sở phân tích trên có thể cho thấy rằng, đối với các quốc gia đang phát triển, hội
nhập tài chính là cần thiết nhưng cần có những biện pháp kiểm soát vốn phù hợp. Với tác động của
dòng vốn vào để đảm bảo không ảnh hưởng xấu đến cán cân vãng lai đồng thời giảm rủi ro cho nền
kinh tế non yếu thì tỷ giá phải được giữ ở một mức ổn định nhất định. Tuy nhiên, tỷ giá càng ổn
định đòi hỏi phải có 1 kho dự trữ càng lớn và theo đó là chính sách can thiệp vô hiệu hóa phải có
hiệu lực mạnh–gánh chịu nhiều chi phí phát sinh và đang có xu hướng nới lỏng khoảng cách so với
lợi ích đạt được. Trong điều kiện dòng vốn quá lớn, với kho dự trữ ngoại hối không đáng kể sẽ dẫn
đến các quốc gia đang phát triển phải hi sinh đi độc lập tiền tệ bằng cách giảm lãi suất nhằm hạn
chế dòng vốn vào.Tuy nhiên, nếu nền kinh tế đang tăng trưởng nóng và rủi ro lạm phát ở mức cao
thì đây không phải là hành động thông minh khi tiếp tục “nhập khẩu lạm phát”. Từ đó cho thấy,
hành động mà các quốc gia đang phát triển có thể làm nhằm duy trì độc lập tiền tệ ở một mức nhất

8

định là gia tăng kho dự trữ ngoại hối và các biện pháp can thiệp vô hiệu hóa.Như vậy, trong xu
hướng hội nhập tài chính có kiểm soát vốn, duy trì tỷ giá ổn định và độc lập tiền tệ ởmức cần thiết–
tức là mẫu hình trung gian của bộ ba bất khả thi thì việc gia tăng dự trữngoại hối là cần thiết. Tuy
nhiên, độ bền của chính sách này còn tùy thuộc vào chi phí và 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 bằng hồi quy đơn của sự thay đổi của tài sản ngoại tệ ròng
trọng dự trữ tiền tác động đến thay đổi của tài sản tín dụng nội địa ròng trong dự trữ tiền ở bảng cân
đối, sự thay đổi được đo lường qua 4 quý so với nguồn tiền dự trữ đo trước đó 4 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 và tín dụng nội địa ròng của Ngân hàng trung ương:
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.
+Vô hiệu hóa nhỏ hơn -1 có thể đại diện cho chính sách 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 giảm
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.
+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.
3. Dữ liệu nghiên cứu
Mô hình hồi quy sẽ được tiến hành đối với nhóm các nước Châu Á (Trung Quốc, Hàn Quốc,
Thái Lan, Malaysia, Singapore và Ấn Độ) và nhóm các nước Mỹ La Tinh (Argentina, Brazil,
Mexico).

Dùng mẫu roolling của 40 quý. Bắt đầu với mẫu thời kì quý 2 năm 1984-quý 1 năm 1994,
cuốn đến quý 3 năm 1984-quý 2 năm 1994 và kết thúc với quý 3 năm 1997-quý 2 năm 2007.
IV-KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
1. 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 ươngmua những tài
sản dự trữ ngoại tệ (foreign reserve assets) thì 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 vô 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

9

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 thỏa 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)
5
.
Một vài biểu đồ

5
Những quyền lực tiền tệ cũng có thể tìm cách vô hiệu hóa những tác động của dòng tiền đảo ngược, không chỉ cơ sở
tiền đảo ngược, nhưng cũng trên tiền chung cung cấp, ví dụ: những yêu cầu dự trữ bắt buộc đang tăng lên trên tiền gửi
ngân hàng. Ví dụ: Trung Quốc đã tăng yêu cầu dự trữ quan trọng trong những năm gần đây.

10

Biểu đồ 1. Những thay đổi dự trữ ngoại tệ ròng và tín dụng nội địa 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)
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.
6
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

6
Sử dụng những thay đổi vững chắc giúp làm dễ dàng dữ liệu bằng cách loại trừ những ồn ào quý này sang quý kia
(quarter-to- quarter)

11

điều chỉnh đo lường sự thay đổi của dự trữ ngoại tệ bằng đồng nội tệ.
7
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 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 vào tài
sản quốc nội của ngân hàng trung ương (nghĩa là ∆DC/RM dương).
8
Tuy nhiên từ giữa năm 2002,
khi Trung Quốc trải qua việc gia tăng nhanh chóng dòng dự trữ ngoại tệ chảy vào, dòng tiền này

đồng thời 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 Thái 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 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 hóa cũng thấy rõ ở Thái Lan.
Aizenmanvà Glick (2008b) chỉ ra kết quả tại những quốc gia được chọn tại Châu Á
(Singapore, Malaysia, và Ấn Độ) và các quốc gia châu Mỹ La Tinh (Argentina, Brazil,và
Mexico)
9
Trường hợp Argentina dòng vốn chảy vào khiêm tốn nổi lên vào 2003 sau hậu quả cuộc
khủng hoảng tài chính quốc gia năm 2001-2002; Tuy nhiên, dòng vốn chảy vào không bị vô hiệu
hóa một cách rõ ràng cho đến nửa sau năm 2004 khi mà sự thay đổi trong tài sản quốc gia 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, kèm theo sự vô hiệu hóa. Mô hình tương tự tại Mexico về dòng vốn chảy
vào và sụt 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
Chúng tôi quay trở lại những thay đổi ước tính định lượng (quantitatively estimating) trong
mức độ vô hiệu hóa.Chúng tôi 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 thay 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. Chúng tôi cũng tính luôn tốc độ tăng trưởng GDP danh 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.
10

7
Một cách cụ thể, chúng ta định nghĩa ∆FR
t
=(
/$
)

(
$

− $

) −
(


− 

)
,
FR$ biểu thị dự trữ ngoại
hối bằng USD (IMF dòng 11d), 
/$
là giá đồng nội tệ của USD,
FL
biểu thị nợ tài chính của ngân hàng trung
ương (IMF dòng 16c), và “
∆
” là

chênh lệch thay đổi.
Theo đó, chúng ta định nghĩa
∆ = ∆ − ∆.
8
Sự ngoại lệ là thời kỳ 1993 khi Trung Quốc vô hiệu hóa những ảnh hưởng của dự trữ ngoại tệ chảy ra ngoài bằng cách
mở rộng dự trữ tiền bằng cách tăng cường nắm giữ tài sản nội địa.
9
Kỳ lấy mẫu cho
Argentina
andBrazil bắt đầu 4 quý sau sự thực hiện sửa đổi tiền tệ - quý1 năm 1992
Argentina và
quý 2 năm 1995 Brazil.

10
Chúng tôi quy về tăng trưởng GDP theo quý cho các nước trong mẫu của chúng tôi từ trung bình động của chu kỳ
năm, hiện tại và những quan sát ở năm tiếp theo.

12

ΔDC/RM
-4
= α + βΔFR /RM
-4
+ Z. (1)
Chúng tôi 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<β<0 là vô hiệu hóa một phần.
Trong mô hình này Z được định nghĩa là tỉ lệ tăng trưởng GDP danh 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 sách 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 giảm 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.
12


11
Chúng tôi bắt đầu với mẫu thời kỳ quý 2 năm 1984 – quý 1 năm 1994, cuốn đến quý 3 năm 1984 - quý 2 năm 1994…
và kết thúc với quý 3 năm 1997 – quý 2 năm 2007, phụ thuộc vào dữ liệu có sẵn.
12
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 dự trữ của ngân hàng nhà nước và ngân
hàng tư nhân, những hoạt động chiết khấu…

13


Biểu đồ 2: Hệ số vô hiệu hóa từ hồi quy Rolling 40 quý; những quốc gia châu Á và Châu Mỹ La
Tinh được chọn
Ghi chú: Biểu đồ cho thấy các ước tính hệ số từ hồi quy thay đổi trong tín dụng quốc gia

ngân hàng trung ương dựa trên sự thay đổi trong dự trữ ngoại tệ (được xác định như là những thay
đổi 4 quý liên quan đến số dư tiền dự trữ 4 quý trước đó) và tăng trưởng GDP danh nghĩa (với dãy
sai số chuẩn). Các quan sát hệ số tương ứng với ngày của lịch quý thứ 40 trong thời kỳ mẫu xoay
vòng.
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 chuẩn (benchmark specification) của chúng ta. Quan sát hệ số tương ứng
với ngày của quý thứ 40 trong mỗi mẫu rolling.
13
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

13
Những con số báo cáo những dãy sai số tiêu chuẩn, sử dụng những lỗi Newey–West đã điều chỉnh cho sự tương quan
theo chuỗi tùy vào 3 quý.

14

tiếp tục tăng trong năm 2006 đạt đỉnh 1.5, đưa ra sự xuất hiện một điểm gãy trong hành vi.
14
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 năng.
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.
15
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.
Điểmgãy 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 sát tại Thái Lan và Malaysia, trong khi không có sự thay đổi
nào rõ ràng trong trường hợp của Singapore. Đối với Ấn Độ, một sự gia tăng vừa phải của vô hiệu
hóa xuất hiện xảy ra vào giữa những năm 1990, sau cuộc 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 giới hạn đến giai đoạn sau sự 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.
16
Trong 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), chúng tôi khảo sát độ nhạy của kết quả
bằng kỹ thuật hồi quy thay thế. Một cách cụ thể, chúng tôi 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.
17
Chúng tôi 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 đã gia tăng tại nhiều quốc gia sau cuộc khủng
hoảng Châu Á hoặc tại thời điểm Trung Quốc bắt đầu vô hiệu hóa một cách đáng kể vào 2002. Đế
đánh giá phạm vi mà quốc gia nào đang hướng đến mô hình vô hiệu hóa tương tự, chúng tôi làm
một phép so sánh chéo cácquốc 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. Chúng tôi 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 chúng tôi thêm vào các nước sau: Chi Lê, Columbia và Peru.
18
Quan sát cho thấy rằng hệ số

14
Dữ liệu bảng cân đối ngân hàng trung ương Trung Quốc có sẵn chỉ từ quý 3 năm 1985, hàm ý rằng sự quan sát những
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 – quý 1 năm 1996.
15
Quỹ của cải không giới hạn của Trung Quốc, Doanh nghiệp đầu tư Trung Quốc không được thiết lập chính thức cho
đến nửa sau năm 2007 với sự vốn hóa ban đầu của 200 tỷ dollar ra khỏi tổng nắm giữ dự trữ của Trung Quốc sau đó là
của hơn 1.3 ngàn tỷ dollar. Nhưng có những biểu hiện của những thay đổi tài sản ngân hàng trung ương đến cơ quan
tiền nhiệm trước của nó, Huijins Investment, và sang những ngân hàng thương mại Trung Quốc trước đó.
16
Ở Argentina, chính sách tiền tệ được ổn định ban đầu với sự chấp nhận của Ủy ban tiền tệ vào quý 1 năm 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 năm 1995 – quý 1 năm 2005.
17
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
Mohanty và
Turner
(2006) người đã tận dụng chỉ rõ tương tự; cũng xem Glick và
Hutchison
(2000) người
sủ dụng phương pháp vector điều chỉnh lỗi tự nguyện để ước lượng những động lực vô hiệu hóa.
18
Chúng ta tính Argentina và Brazil trong mẫu chỉ 10 năm sau sự thi hành cải cách tiền tệ của họ, quý 1 năm 2002 cho

15

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.

Biểu đồ 3.Hệ sốbiến động của hệ số vô hiệu 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,Mexico,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.Chúng tôi 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 date)được chỉ rõ của mỗi
quốc gia.Chúng tôi nhận biết ngày xuất hiện điểm gãy của mỗi nướcbằngquansátđầu tiên sau
khicuộc khủng hoảngchâuÁ1997-1998(sau cuộc khủng hoảngđồng peso1994-1995trong trường
hợpcủaMexico), trong đó dự trữ dòng vốn vàodươngvàtài sảnquốc nội ròngđã giảmít nhất2 quý liên
tiếp
19
.Một phương pháp hồi quy khác đượcbáo cáotrongcột(3), kiểm soátmộtcáchriêngbiệthành vi
vô hiệu hóa trong thời giangần đâynhấtcủa những dòng dự trữ ngoại tệ đi ra quan trọng, ký hiệu là
DumCrisis. Chúngtôibáo cáocảsai số tiêu chuẩnHuber-White(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 sự
thay đổi trong 4 quý.
20
Ngày xuất hiện điểm gãy và thời kỳ khủng hoảngcho mỗi quốc giađược báo
cáoở dưới cùngcủa Bảng 1. Phương pháp luậncủachúngtôixác định ngày xuất hiện điểm gãycủa
TrungQuốc là 2002Q2, 1998Q4choHànQuốc, Thái Lan, Malaysia, vàSingapore, và2000Q4cho Ấn

Argentina và quý 2 năm 2005 cho Brazil.
19

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 thấy rằng những kết luận chung sẽ bị tác động bởi công dụng của những phương
pháp chuỗi thời gian phức tạp cho nhận biết những đứt gãy.
20
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 từ những nguồn khác (xem Cochrane, 1991).

16

Độ.Ngày xuất hiện điểm gãy riêng từng quốc gia choArgentina,Brazil, vàMexico tương ứng là
2004Q3, 2003Q3, và1996Q4.
21

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 hành 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.
22


21
Nên lưu ý rằng chúng ta không tính toán xu hướng (đường chéo/độ dốc) (bias) đồng thời khả thi bởi nhưng những
thay đổi dự trữ ngoại hối có thể đáp lại chính sách tiền tệ 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 trong những hồi quy sự vô hiệu hóa xuyên suốt sự ước lượng bằng phương tiện không tìm ra nhiều
ảnh hưởng lên độ lớn hệ số và những lỗi chuẩn của chúng ta khi so sánh với OLS (Ouyang).
22
Sự bao gồm GDP danh nghĩa diễn tả kỳ đứt gãy không quan trọng trong những trường hợp của
TháiLan
và
Singapore.


17

Bảng 1: Sự vô hiệu hóa có tăng dần về độ lớntheo thời gian không?
ΔDC/RM
-4
=α+β
0
ΔFR/RM
-4
+β
1
(ΔFR /RM
-4
) (DumBreak) +β
2
(ΔFR /RM) (DumCrisis) +β
3
Δln(GNP)

Bảng A. Các nước Châu Á được lựa chọn

Biến giải thích
Trung Quốc Hàn Quốc Thái Lan
(1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3)
ΔFR/RM
-0.782 -0.768 -0.827

-0.770 -0.833 -0.744

-0.931 -1.039 -0.929

(0.148)***

(0.096)***

(0.166)***


(0.089)***

(0.046)***

(0.038)***


(0.032)***

(0.034)***

(0.046)***

[0.214]***

[0.141]***

[0.244]***


[0.048]***

[0.066]***

[0.036]***


[0.039]***

[0.034]***

[0.055]***

(ΔFR/RM) (DumBreak) -0.345 -0.301 -0.256 -0.252 -0.132 -0.193 -0.099 -0.034 -0.044
(0.132)** (0.102)***

(0.146)* (0.042)***

(0.057)** (0.047)***

(0.032)***

(0.044) (0.043)

[0.171]** [0.152]* [0.221]

[0.059]***

[0.078]* [0.043]***


[0.047]** [0.059] [0.068]
(ΔFR / RM) (DumCrisis)
0.176

-0.219

-0.127

(0.304)

(0.064)***


(0.053)**
[0.340] [0.061]***

[0.056]**
Δ ln (GNP) 0.889 0.918 1.058 1.198 1.200 0.820
(0.088)***

(0.103)***

(0.324)***

(0.326)***

(0.262)***

(0.282)***


[0.149]***

[0.160]***


[0.299]***

[0.392]***


[0.271]***

[0.344]**
H
0
: β
0
= -1
2.183 5.837** 1.083

34.299*** 13.181*** 44.776***

4.639** 1.319 2.431
H
0
: β
0
+ β
1
= -1
2.194 1.046** 1.223

0.550 1.226 3.892

0.839 0.024 0.659
R bình phương điều chỉnh

0.674 0.837 0.835

0.952 0.957 0.960

0.971 0.978 0.979
Ngày xuất hiện điểm gãy 2002Q2 1998Q4 1998Q4
Thời kỳ khủng hoảng 1992Q3-1993Q3 1997Q1-1998Q3 1997Q1-1998Q3
Thời kỳ mẫu

1986Q2-2007Q2

1985Q1-2007Q2

1985Q1-2007Q2
Số quan sát
85

90

90


18

Bảng 1. Tiếp theo
Bảng B. Các nước Châu Á được lựa chọn
Biến giải thích
Malaysia Singapore Ấn Độ
(1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3)
ΔFR/RM
-0.858 -0.880 -0.874

-0.935 -0.984 -0.993

-0.822 -0.805 -0.770

(0.140)***

(0.137)***

(0.152)***

(0.018)***

(0.019)***

(0.024)***


(0.108)***

(0.090)***

(0.099)***


[0.195]***

[0.177]***

[0.198]***


[0.016]***

[0.013]***

[0.017]***


[0.189]***

[0.126]***

[0.130]***

(ΔFR/RM) (DumBreak) -0.193 -0.191 -0.196 -0.044 -0.018 -0.014 -0.208 -0.144 -0.169
(0.141) (0.142) (0.153) (0.011)***

(0.011 (0.013) (1.108)* (0.087)* (0.092)*

[0.195] [0.180] [0.196]

[0.016]***

[0.016] [0.016]

[0.192] [0.125] [0.124]
(ΔFR / RM) (DumCrisis)
-0.077

0.052

-0.363

(0.299)

(0.083)

(0.181)**

[0.295]

[0.044]

[0.222]
Δ ln (GNP) 1.732 1.748 0.567 0.584 0.924 0.919
(0.416)***

(0.442)***

(0.120)***

(0.129)***

(0.152)***

(0.147)***


[0.713]** [0.761]**

[0.181]***

[0.182]***


[0.241]***

[0.226]***

H

0
: β
0
= -1
1.036 0.761 0.689

12.596*** 0.767 0.083

2.722 4.744** 5.386***
H
0
: β
0
+ β
1
= -1
3.791 8.940*** 9.081***

1.888 0.006 0.182

0.837 2.606* 3.231*
R bình phương điều chỉnh

0.829 0.851 0.849

0.983 0.986 0.986

0.849 0.892 0.893
Ngày xuất hiện điểm gãy 1998Q4 1998Q4 2000Q4
Thời kỳ khủng hoảng 1997Q3-1998Q3 1997Q4-1998Q3 1990Q4-1991Q4

Thời kỳ mẫu

1985Q1-2007Q2

1985Q1-2007Q2

1985Q1-2006Q4
Số quan sát
90

90

88


19


Bảng C. Các nước Châu Mỹ La Tinh được lựa chọn
Biến giải thích
Argentina Brazil Mexico
(1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3)
ΔFR/RM -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]***

(ΔFR/RM) (DumBreak)
-0.019 -0.257 -0.282

-0.419 -0.284 -0.539

-0.233 -0.077 -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]** [0.052] [0.060]*
(ΔFR / RM) (DumCrisis)
-0.262

-0.828

-0.071

(0.102)**

(0.246)***

(0.040)*
[0.085]***

[0.297]***

[0.046]
Δ ln (GNP)
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]***

H
0
: β
0
= -1
0.103 0.047 5.756**

1.045 0.213 5.402**

2.360 1.826 3.450*
H
0
: β
0
+ β
1
= -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 hiện điểm gãy

2004Q3

2003Q3

1996Q4
Thời kỳ khủng hoảng 2000Q4-2003Q1 1998Q3-1999Q4 1994Q2-1995Q4
Thời kỳ mẫu

1992Q1-2007Q2

1995Q2-2007Q2

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 trên dự trữngoại tệròng, được đo lường những thayđổitrong 4 quý, chiếm tỷ lệ
trong số dư tiền dự trữ 4 quý trước đó(RM).Δln(GNP)làsự thay đổi 4 quý tính theo phần trăm trongGDP danh nghĩa, DumBreaklà biến giả chỉ điểm gãy trong hành
vi vô hiệu hóa, vàDumCrisislà một biến giả biểuthị thời kỳ gần nhất của các 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 8 quý trong dấu ngoặcvuông. Sử dụng thống kêFđể kiểm địnhH
o
.Mức ý nghĩa tại 1%, 5%, 10%
được chỉ định tương ứng bởi***, **,*,sửdụngphép thửhai phía.Hằng số không được báocáo.

20

Để giải quyết sự liên quan về những ảnh hưởng của chuỗi tương quan được kết luận bởi việc
sử dụng những thay đổi trùng lắp trong 4 quý của chúng tôi, theo nghiên cứu của Aizenman và
Glick (2008b, bảng 1b) chúng tôi báo cáo kết quả dựa trên những quan sát hàng năm không trùng
lắp của những thay đổi 4 quý. Bởi vì sụt giảm nghiêm trọngvề mức độ tự do bằng cách sử
dụngdữliệukhông trùng lắp vàcóthểmất khả năng trong việc phát hiệnđiểm gãy, chúng tôi
báocáomứcý nghĩa cho các kỳ tác động dựa trênphép kiểm định hai phía về giả thuyết 0 rằng hành
vi vô hiệu hóa (như trước đó), cũng như với kiểm định một phía về giả thuyết 0 thì hành vi vô hiệu
hóa đã tăng lên (nghĩa là hệ số đã âm nhiều hơn) sau điểm gãy. Chắc chắn rằng, kết quả của chúng
tôi đã không thay đổi một cách thiết yếu. Tất cả các quốc gia cho thấybằngchứngcủa vô hiệu hóa
gia tăng theo thời gian, nóichungcó ý nghĩathống kê.
Sự vô hiệu hóa và lạm phát
Bảng 2đưa ra những ảnh hưởng của lạm phát từ thay đổi GDP thực dựa trên cơ sở quản lý việc nắm
giữ tài sản quốc gia của ngân hàng trung ương. Nó cũng xem xét mức độ phản ứng đối với lạm phát
đã thay đổi theo thời gian và cho dù bất kỳ sự thay đổi trong phản ứng này đã ảnh hưởng đến việc
vô hiệu hóa các dòng vốn vào dự trữ ngoại tệ.
Quan sát trong cột (1) và (2) thấy rằng hệ số về lạm phát và tăng trưởng GDP thực nhìn chung là
dương và có ý nghĩa, nhất quán với dấu dương của GDP danh nghĩa được quan sát trước đó (các trường
hợp ngoại lệ là các hệ số âm trong GDP thực đối với Hàn Quốc và Thái Lan, mặc dù chúng không có ý
nghĩa). Cũng lưu ý rằng tầm quan trọng của hệ số tài sản ngoại tệ ròng tương tácvới điểm gãy giả của
chúng tôi là nhỏ hơn (về giá trị tuyệt đối) và một số trường hợp có ý nghĩa ít hơn so với báo cáo trong
bảng 1.Cột (3) bao gồm một biến tương tác liên quan đến tỷ lệ lạm phát với những biến giả về ngày xuất
hiện điểm gãy giả. Đối với một số nước - đặc biệt là Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Singapore,
Argentina và Brazil – hệ số trong biến này thì âm, đề nghị một sự gia tăng trong việc quản lý tiền tệ
chống lạm phát của ngân hàng trung ương trong những năm gần đây (mặc dù hệ số này không có ý
nghĩa đối với Hàn Quốc và Singapore). Cũng cần lưu ý rằng chúng tôi vẫn tìm thấy một sự gia tăng
trong phản ứng vô hiệu hóa ở hầu hết các quốc gia, được chỉ ra bởi hệ số âm trong biến tương tác với
các dòng vốn vào dự trữ ngoại tệ (ngoại trừ Malaysia, Argentina và Brazil).
23
Vì vậy, kết quả của chúng
tôi cho rằng các nước đang phát triển đã tăng mức độ vô hiệu hóa trong những năm gần đây xuất hiện

mạnh mẽ để cho phép đối phó trực tiếp với những áp lực lạm phát.


23
Vô hiệu hóa tăng lên thì quan trọng cho cả Argentina and Brazil ở bảng 1, nơi mà chúng ta đã kiểm soát được những
yếu tố quyết định của chính sách tiền tệ trong nước với GDP danh nghĩa, nhưng không cho phép bất cứ sự đứt gãy nào
trong sự phản ứng việc thay đổi này. Rõ ràng, cho phép sự đứt gãy trong việc đối phó với lạm phát, như ở cột (3) trong
Bảng 2, ngầm những tác động của sự đứt quãng trong hành vi vô hiệu hóa. Kết quả trong Bảng 2 cho Argentina là đặc
biệt mơ hồ khi hệ số trên kỳ ảnh hưởng lẫn nhau với những dòng tiền đảo ngược là quan trọng và chủ động; trong
trường hợp này hệ số trên kỳ lạm phát tác động lẫn nhau thì không thường xuyên lớn (trong giá trị tuyệt đối) cũng như
quan trọng.

21

Bảng 2: Sự vô hiệu hóa có phụ thuộc vào lạm phát?
ΔDC /RM
-4
=α+β
0
ΔFR /RM
-4
+β
1
(ΔFR /RM
-4
) (DumBreak) +β
2
Δln(INFL) + β
3
Δln(INFL) (DumBreak) + β

4
Δln(RGNP)

Bảng A. Các nước Châu Á được lựa chọn
Biến giải thích
Trung Quốc Hàn Quốc Thái Lan
(1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3)
ΔFR/RM
-0.786 -0.778 -0.778

-0.767 -0.758 -0.760

-0.925 -0.930 -0.936

(0.130)***

(0.122)***

(0.123)***


(0.035)***

(0.038)***

(0.039)***


(0.031)***

(0.030)***

(0.029)***

[0.114]***

[0.116]***

[0.117]***


[0.038]***

[0.039]***

[0.040]***


[0.019]***

[0.019]***

[0.019]***
(ΔFR/RM)(DumBreak) -0.176 -0.191 -0.214 -0.216 -0.223 -0.215 -0.069 -0.066 -0.080
(0.126) (0.117) (0.123)* (0.045)***

(0.046)***

(0.052)***

(0.042) (0.042) (0.044)

[0.115] [0.119] [0.143]

[0.045]***

[0.046]***

[0.053]***


[0.038]* [0.038]* [0.038]
Δln(INFL)
0.816 0.795 0.791

1.790 1.631 1.644

1.051 1.145 1.176

(0.117)***

(0.108)***

(0.109)***


(0.705)** (0.717)** (0.711)**

(0.644) (0.684)* (0.719)
[0.107]***

[0.116]***

[0.118]***

[0.678]***

[0.698]** [0.703]** [0.454]** [0.465]** [0.446]***
Δ ln(INFL)(DumBreak) 0.350
-
0.324

-
1.687

(0.597) (1.057)


(0.604)***


[1.150]

[1.116]

[0.577]***

Δ ln(RGNP)
0.180 0.181

-
0.813

-
0.741



-
0.385

-
0.240


(0.453) (0.455)

(0.685)

(0.711)



(0.380)

(0.389)


[0.383] [0.385]

[0.837] [0.878]

[0.403]

[0.389]
H
0
: β
0
= -1 2.710*

3.314*

3.274*

45.496***

39.800***

38.146***

5.946**

5.345**

4.712**

H
0

: β
0
+ β
1
= -1 0.264 0.188 0.009 0.241 0.295 0.433 0.019 0.011 0.898
R bình phương điều chỉnh

0.804

0.802

0.799


0.955

0.955

0.954


0.972

0.972

0.975

Ngày xuất hiện điểm gãy

2002Q2

1998Q4


1998Q4

Thời kỳ mẫu

1987Q1–2007Q2

1985Q1–2007Q2


1985Q1–2007Q2

Số quan sát

82

90


90


22

Bảng 2. Tiếp theo
Bảng B. Các nước Châu Á được lựa chọn
Biến giải thích

Malaysia Singapore Ấn Độ
(1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3)
ΔFR/RM
-
0.861

-
0.930

-
0.961


-
0.959

-
0.977

-
0.978


-
0.816

-
0.751

-

0.733


(0.135)***

(0.141)***

(0.137)***


(0.019)***

(0.020)*** (0.018)***


(0.102)***

(0.086)***

(0.087)***


[0.082]***

[0.084]***

[0.080]***


[0.018]***

[0.019]*** [0.020]***


[0.080]***

[0.071]***

[0.071]***
(ΔFR/RM)(DumBreak)
-
0.183

-
0.082
0.039

-
0.025

-
0.022

-
0.021


-
0.152

-
0.200

-
0.314

(0.134) (0.147) (0.138) (0.014)* (0.013)* (0.019) (0.098) (0.081)**
(0.098)***

[0.091]** [0.097] [0.099] [0.019] [0.018] [0.023] [0.088]* [0.078]** [0.101]***
Δln(INFL)
2.719 4.623 5.152

1.274 0.534 0.562

0.462 0.422 0.486

(2.438) (1.795)** (1.690)***


(0.620)** (0.673) (0.497)

(0.214)**
(0.169)** (0.171)***

[1.875] [1.975]** [1.875]***


[0.606]** [0.640] [0.739]

[0.220]** [0.194]** [0.195]**
Δ ln(INFL)(DumBreak)

-
7.550



-
0.104


0.854
(2.551)***

(1.995)


(0.445)*

[2.280]***

[1.313] [0.492]*

Δ ln(RGNP) 2.395 1.783 0.691 0.688 0.596 0.629

(1.029)** (1.168)


(0.225)***

(0.229)***


(0.098)***

(0.108)***


[0.961]** [0.928]*

[0.246]*** [0.250]***


[0.119]***

[0.119]***
H
0
: β
0
= -1
1.049

0.244

0.083


4.518**

1.281

1.476


3.266

8.403***

9.423***

H
0
: β
0
+ β
1
= -1
3.406* 0.175 5.859**

1.256 0.001 0.003

0.545 1.397 0.696
R bình phương điều chỉnh 0.831

0.840

0.857

0.984

0.985

0.985

0.855

0.888

0.890

Ngày xuất hiện điểm gãy 1998Q4 1998Q4
2000Q4

Thời kỳ mẫu

1985Q1–2007Q2

1985Q1–2007Q2


1985Q1–2006Q4

Số quan sát

90

90

88



23


Bảng C. Các nước Châu Mỹ La Tinh được lựa chọn
Biến giải thích
Argentina Brazil Mexico
(1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3)
ΔFR/RM
-
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]***
(ΔFR/RM)(DumBreak)
-
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]***
Δln(INFL) 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]***

Δ ln(RGNP)
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]
H
0
: β
0
= -1 1.201

0.343

0.534

0.172

3.525

2.398

1.677

1.785

1.594

H
0
: β
0
+ β
1
= -1

1.366 5.071** 5.570**

2.152 1.857 4.740*

1.471 0.567 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

Ngày xuất hiện 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 các hệ số hồi quy về tín dụng quốc gia ròng của ngân hàng trung ương so với dự trữ ngoại hối, được đo lường bằng những thay đổi 4 quý,
chiếm tỷ lệ trong số dư tiền dự trữ 4 quý trước đó(RM). Δln(INFL) là phần trăm thay đổi 4 quý của chỉ số CPI, Δln(RGNP) là sự thay đổi 4 quý của GDP thực, và
DumBreak là một biến giả biểu hiện điểm gãy trong hành vi vô hiệu hóa. Hằng số không được báo cáo.Sai số tiêu chuẩn Huber – White trong ngoặc đơn; sai số
tiêu chuẩn Newey – West điều chỉnh tương quan chuỗi lên đến 8 quý trong ngoặc vuông.Mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% thể hiện tương ứng ***, **, *.