Chỉ số can thiệp và các chế độ tỷ giá hối đoái trường hợp của các nền kinh tế đông á

MPRA
Munich Personal RePEc Archive

Chỉ số can thiệp và các chế độ tỷ giá hối đoái:
Trường hợp của các nền kinh tế Đông Á

Pontines, Victor and Siregar, Reza
Canargie Mellon Univ, Adelaide campus, School of
Economics, University of Adelaide, Australia, The South
East Asian Central Banks (SEACEN) Research and Training
Centre, Kuala Lumpur, Malaysia

Victor Pontines1 and Reza Y. Siregar2

Tháng 09 năm 2009


Tóm tắt:
Do thiếu thơng tin cơng khai đối với sự can thiệp trên thị trường ngoại hối, chúng tôi đề
xuất một chỉ số về sự can thiệp của Ngân hàng trung ương trên thị trường ngoại hối để
phân loại chế độ tỷ giá hối đoái đối với bốn nền kinh tế Đông Á. Chúng tôi cũng xem
xét lại tranh luận liệu các nước Đông Á chịu tác động của khủng hoảng tài chính có trở
lại chính sách chế độ tỷ giá cố định trước năm 1997 hay khơng. Có bằng chứng về sự
dịch chuyển chính sách sang chế độ tỷ giá thả nổi: tự chủ hay là những sức ép tiền tệ ?
Những nghiên cứu của chúng tôi đã loại bỏ hoàn toàn những giả thuyết “sáo rỗng”.

1. Giới thiệu:


Đã có rất nhiều nổ lực trong việc phát triển phân loại chế độ tỷ giá hối đoái như xem xét
hành vi của tỷ giá danh nghĩa, hoặc những biến động trong cả tỷ giá danh nghĩa và dự trữ

ngoại hối (Reinhart và Rogoff (2004) và Levy-Yeyati v à Sturzenegger (2005)). Ở khía
cạnh hẹp hơn thì động lực nằm sau những cố gắng này là những thiếu sót trong báo cáo
thường niên về sự sắp đặt tỷ giá hối đoái và hạn chế hối đoái của quỹ tiền tệ thế giới (IMF).
Tuy nhiên một sự cấp bách được đặt ra là xây dựng một chế độ tỷ giá khỏe mạnh. Với
những quốc gia đang phát triển đã tự do hóa nền kinh tế của họ hai thập kỷ vừa qua. Trong
những thời kỳ kinh tế phát triển, tự do hóa tài chính có tác động mạnh đến chế độ tỷ giá.
Những cơng trình nghiên cứu trước đây của Eichengreen (1994), Diaz-Alejandro (1985),
Chang và Valesco (2000) và Wyplosz (2001) cũng cho rằng tự do hóa ảnh hưởng mạnh mẽ
tới thị trường ngoại hối, và việc xây dựng một số kiểu tỷ giá linh động phù hợp hơn trong
quá trình tự do hóa.
Cơng trình nghiên cứu của Di Giovanni và Shambaugh (2008) đã đưa ra bằng chứng về cái
giá thực tế phải trả cho việc đánh mất quyền tự chủ tiền tệ đi kèm với chính sách tỉ giá hối
đối cố định. Họ chứng minh rằng tăng trưởng sản lượng thực hàng năm của tất cả các
quốc gia (cả các nền kinh tế phát triển và đang phát triển) có chế độ tỷ giá cố định tương
quan nghịch với lãi suất của các đối tác thương mại chủ yếu.
Tuy nhiên, mối quan tâm ở đây, là nhận diện chế độ tỷ giá. Chúng ta có thể ước tính được
độ linh hoạt của chế độ tỷ giá hối đoái của một quốc gia trong thời gian qua hay khơng?
Hơn nữa chúng ta có thể phân loại chế độ tỷ giá hối đoái thực của các nước và tách biệt sự
linh hoạt trong chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý khơng? Calvo và Reinhart (2002) đã chỉ ra
rằng nhiều nước công bố chế độ tỷ giá hối đối đã dẫn đến khó khăn trong việc quản lý tiền
tệ của họ. Việc không thành công trong phân loại chế độ tỷ giá hối đối thực đã làm cho
các phân tích khơng chuẩn xác và do đó làm sai lệch sự hiểu biết về mối quan hệ giữa chế
độ tỷ giá hối đoái và tồn bộ lợi ích của sự tự do hóa tài chính đối với sự phát triển kinh tế
trong nước.
Mặc dù có nhiều nỗ lực để phân loại các chế độ tỷ giá hối đối, tuy nhiên chúng ta dường
như khơng có những kết luận thuyết phục (Bảng 2). Kawai và Akiyama (2000) đưa ra ví dụ
về sự phân loại khơng thuyết phục ở Indonesia năm 1999. Mặt khác Bubula và Otker-Robe
(2002) cho rằng chế độ tỷ giá hối đoái ở Indonesia của năm này là thả nổi hoàn toàn. Thêm
vào nữa là những khuyết điểm liên quan đến phương pháp kiểm định, đặc biệt với những
giả định thống kê thực nghiệm, thường được tìm thấy trong những nghiên cứu trước đó.2

Đối với nghiên cứu này, cách tiếp cận của chúng ta sẽ xác minh các chế độ tỷ giá hối đối
được thực hiện ở 4 quốc gia Đơng Á: Indonesia, Hàn Quốc, Singapore và Thái Lan, thông
qua kiểm tra các hoạt động can thiệp thị trường ngoại hối của các nhà điều hành tiền tệ của
mỗi nước. Vì có sự vắng mặt của thông tin công khai về thời điểm và kích kỡ của sự can
thiệp vào thị trường ngoại hối trong suốt thời gian quan sát, nên việc đầu tiền là xây dựng
một chỉ số can thiệp thị trường ngoại hối của Ngân hàng trung ương bằng cách sử dụng
những khái niệm được Girton-Roper (1977) giới thiệu.
Để tìm ra tính bất ổn định các thành phần khác nhau của chỉ số can thiệp trong suốt thời
gian nghiên cứu, chúng tơi áp dụng mơ hình Markov-Switching ARCH (SWARCH). Cách
tiếp cận theo lối kinh nghiệm này bắt đầu từ những nghiên cứu trước đây nổ lực xây dựng
công cụ đo chỉ số của sự can thiệp (xem phần ví dụ, Weymark (năm 1997) và Bayoumi và
Eichengreen (năm 1998)) 3. Ứng dụng mơ hình SWARCH cho phép chúng ta tránh các
phân tích ở trạng thái tĩnh để hiểu được sự thay đổi trong chính sách tiền tệ ở những nước
Đơng Á này. Kết quả từ mơ hình SWARCH cũng cho thấy sự thay đổi chế độ tỷ giá và các
công cụ được sử dụng.
Có lần chúng tơi đã đưa ra chỉ số can thiệp cho mỗi quốc gia, công việc tiếp theo là tính
tốn các ngưỡng can thiệp cho mỗi đồng tiền. Ý tưởng ở đây là để ước tính một ngưỡng mà
chúng ta có thể phân loại một cách có hệ thống, ở một chế độ tỷ giá được đặc trưng bởi
những can thiệp quá mức của các nhà điều hành chính sách tiền tệ và tách biệt nó ra so với
chế độ can thiệp thị trường thị trường ngoại hối ở mức độ thấp. Đưa ra tính đa dạng tiềm
năng giữa diễn biến của bốn loại tiền tệ và hoạt động điều hành của các nhà điều hành tiền
tệ các quốc gia này, điều cần thiết chúng ta tránh áp đặt một ngưỡng “chung trong khu
vực” cho tất cả các loại tiền tệ mà khơng có sự hiểu biết đầy đủ về giá trị thống kê của mỗi
đồng tiền.
Cụ thể với phân phối thống kê ngẫu nhiên của chỉ số can thiệp, chúng ta có thể tránh việc
dựa vào các phép đo tham số trong nhận dạng các ngưỡng can thiệp, ví dụ như phương sai
và độ lệch chuẩn, chúng thiên về quan sát lệch ra xa chuẩn và sự phá vỡ cấu trúc. Theo đó,
chúng ta áp dụng thuyết giá trị cực đại (EVT) và sử dụng công thức ước lượng điều chỉnh

của Huisman, Koedijk, Kool, và Palm (năm 2001) - viết tắt là HKKP. Việc áp dụng HKKP
cho phép chúng ta có các phân tích nhất qn, ngay cả với kích cỡ mẫu tương đối nhỏ.
Việc xây dựng chỉ số can thiệp và sự đánh giá chúng một cách nghiêm ngặt cho phép
chúng ta có thêm những hành động đánh giá cốt yếu chính sách tỷ giá hối đối. Thay vì chỉ


đưa ra những bằng chứng rằng các nước chịu ảnh hưởng cuộc khủng hoảng ở Đông Á này
đã chuyển sang chế độ tỷ giá linh hoạt hơn trong những năm gần đây. Những băn khoăn về
chính sách sẽ được kiểm tra liệu sự thay đổi từ một chính sách cố định đến một chính sách
linh hoạt có thực sự là một quyết định “tự nguyện”, không phụ thuộc vào những áp lực
mạnh của thị trường đối với đồng nội tệ. Nghiên cứu của chúng tôi cũng hướng tới việc
kiểm tra thêm mức độ và độ tín nhiệm cam kết của Ngân hàng trung ương trong việc
chuyển sang chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn. 4
Bố cục bài nghiên cứu được trình bày như sau: Tóm tắt lý thuyết được trình bày trong phần
2. Phần tiếp theo sẽ thảo luận về các khái niệm cơ bản về việc xây dựng chỉ số can thiệp.
Hai công cụ quan trọng thực nghiệm là: mơ hình SWARCH và thuyết giá trị cực đại (EVT)
được thảo luận trong phần 4. Dữ liệu và kết quả kiểm tra thực nghiệm được trình bày trong
phần 5. Dựa trên kết quả báo cáo trong phần 5, chúng tôi đánh giá các chế độ tỷ giá của
bốn nền kinh tế Đông Á trong phần 6. Cuối cùng là phần kết luận bài nghiên cứu.

2. Tóm tắt lý thuyết
Các nghiên cứu trước đây đã kiểm tra các sắp đặt tỷ giá thực tế ở hầu hết các nước Đông Á
bằng 02 cách (Bảng 1). Cách thứ 1 là sử dụng mơ hình hồi quy đơn giản để xem xét tỷ trọng
phân bổ cho một đồng tiền cụ thể hay một rổ tiền tệ của các quốc gia này. Hàng loạt nghiên


cứu sáng tạo bằng mơ hình hồi quy (1993,1994,1995) được Frankel và Wei đưa ra phương
trình sau:

Trong đó:

∆ejt: là thay đổi hàng tháng trong hàm Log tỷ giá của đồng tiền j ở tháng t
α : là hằng số
β k (k =1,2, ..,5) là hệ số thay đổi hàng tháng trong hàm Log tỷ giá của đồng tiền k
ut: số dư.
USD, DM, JY, FF, UKP : là đồng tiền tương ứng của các nước Mỹ, Đức, Nhật, Pháp,
Anh.
Tất cả tỷ giá hối đoái được biểu diễn dưới một đồng tiền nhất định, thường là Franc thụy sĩ.
Bằng trực giác ta thấy các hệ số ước lượng giải thích trọng lượng phân bổ cho các đồng tiền
tương ứng trong các chế độ tỷ giá (Kawai và Akiyama, 2000). Bằng cách làm như vậy ta có
thể thấy các nhà điều hành chính sách tiền tệ sử dụng một đồng tiền cụ thể hoặc một rổ tiền
tệ để ổn định tỷ giá hối đối.
Mơ hình của Frankel-Wei cũng khơng tránh khỏi sử chỉ trích. Người đầu tiên là McCauley
(2001) chỉ ra rằng các hệ số ước lượng (tỷ trọng) đối với đồng USD cao khơng có nghĩa là
những đồng tiền này neo chặt vào đồng USD. Những số liệu thống kê này cho rằng: tiền tệ
của các nước Đông Á thuộc khối đồng USD, “hoặc ít nhất thì chúng cũng khơng phải từ chỗ
khối đồng USD sang khối đồng EURO (McCauley, trang 47). Cơ sở mà McCauley phân
biệt giữa thành viên trong khối tiền tệ với sự neo chặt vào đồng tiền thực tế nào đó là “tiền
tệ có thể thả nổi hồn tồn và vẫn có thể phụ thuộc vào một khối tiền tệ a nào đó” (trang
46). Tranh luận cịn tiến xa hơn “Nếu đồng tiền nào thuộc vào khối đồng tiền dollar thì cũng
coi như là bị neo vào đồng dollar, do đó đồng dollar Úc và dollar Canada được cho là neo
chặt vào đồng USD (trang 46)”
Chỉ trích thứ hai là việc lựa chọn đồng tiền làm thước đo. Vấn đề ở chỗ là đồng tiền được
chọn làm thước đo khơng nên có mối liên hệ với bất kỳ đồng tiền nào trong rổ tiền tệ
(Benassy-Quere và Coeure, 2000). Ví dụ đối với phương trình (1), đồng tiền franc thụy sĩ
làm thước đo tiền tệ có mối liên hệ với đồng DM/EURO và đồng USD .


Một cách tiếp cận khác nữa là định giá mức độ cam kết của các quốc gia về ổn định tỷ giá
hối đối thơng qua thước đo được mơ tả dưới hình thức thống kê như: quan sát tính bất ổn
định của tỷ giá hối đoái, dự trữ ngoại hối và lãi suất. Việc tiếp cận này không chỉ đơn thuần

quan sát chuyển động của tỷ giá danh nghĩa mà cịn thơng qua hành động can thiệp trên thị
trường ngoại hối, chính sách tiền tệ tác động đến những dịch chuyển trong tỷ giá danh
nghĩa. Có rất ít các nghiên cứu (ví dụ, Baig (2001) và Hernandez và Montiel (2003)) đã trực
tiếp sử dụng phương pháp tiếp cận này6. Tuy nhiên, hai nghiên cứu cũng có những hạn chế
riêng của nó.
Thứ nhất , những nghiên cứu này sử dụng độ lệch chuẩn làm thước đo của sự bất ổn như là
tham số chung. Tuy nhiên bất kỳ thước đo độ lệch chuẩn nào cũng mang tính bình qn và
nó chỉ là một thước đo thích hợp khi những giả định tham số theo truyền thống cần phải sử
dụng số liệu như vậy. Thực tế là trước những năm 1960, sự bất thường của chuỗi số liệu dự
báo về tỷ giá hối đoái và lãi suất đã được nhận diện một cách rõ ràng.
Thứ hai, phần thực hành của những nghiên cứu này nhằm để so sánh sự biến đổi của tỷ giá
hối đoái, dự trữ ngoại hối và lãi suất của các quốc gia Châu Á, chủ yếu là ở các nước phát
triển có thị trường tài chính rất tiến bộ và phát triển. Tuy nhiên, nghiên cứu này chỉ dừng lại
ở giả định ngầm là các cú sốc này được đúc kết từ các quốc gia trải nghiệm đồng nhất, trong
khi không phải như vậy.
Trong phần tới với cách tiếp cận chi tiết, chúng ta sẽ xác định ba dự báo quan trọng: dự trữ
ngoại hối, lãi suất và tỷ giá hối đối danh nghĩa. Thay vì xem xét chúng riêng biệt, chúng ta
sẽ sử dụng chúng để xây dựng chỉ số can thiệp của Ngân hàng trung ương trong mỗi quốc
gia. Hai phương pháp được sử dụng là mơ hình Markow-Switching ARCH và thuyết giá trị
cực đại để đo lường chỉ số, và ước lượng hợp lý các ngưỡng nhỏ nhất và lớn nhất.

3. Chỉ số can thiệp
Trong nghiên cứu của Girton-Roper (năm 1977) chỉ ra rằng bất cứ nhu cầu quá mức đối với
ngoại hối có thể được đáp ứng thơng qua những kênh khác. Nếu có áp lực thị trường về một
loại tiền tệ cụ thể, hay thường được gọi là áp lực đầu cơ, và nếu điều này trở thành hiện thực


thì đồng nội tệ sẽ mất giá mạnh. Tuy nhiên, tại thời điểm khác, sự tấn cơng có thể bị đẩy lùi
hoặc được khắc phục thông qua việc tăng lãi suất và /hoặc cắt giảm dự trữ ngoại hối.
Do đó, sự bất ổn định riêng trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa khơng hồn tồn bao hàm đầy

đủ quy mơ của các cuộc tấn công đầu cơ, không bao gồm các cuộc tấn cơng khơng thành
cơng. Các chính sách của Chính phủ được thực hiện thơng qua chính sách lãi suất trên thị
trường tiền tệ và mua bán trên thị trường ngoại hối, để giảm bớt biến động mạnh tỷ giá hối
đối. Theo cách thức đó, việc nhìn nhận từng phần: dự trữ ngoại hối và lãi suất sẽ cho ta cái
nhìn riêng về mức độ nghiêm trọng các cú sốc trong nền kinh tế.
Dựa trên ý tưởng Girton-Roper (năm 1977), chúng ta có thể tạo ra hai cơng cụ đo lường.
Thứ nhất, bằng cách kết hợp các thông tin thu thập được từ tình hình dự trữ ngoại hối của
Ngân hàng trung ương và chính sách lãi suất, từ đó có thể phát triển một thước đo về
khuynh hướng điều hành chính sách tiền tệ can thiệp và quản lý các biến động của đồng nội
tệ. Thứ hai, chúng ta cũng có thể bổ sung các thơng tin về tỷ giá hối đoái, biến động của
đồng nội tệ cùng với các mục tiêu can thiệp của nhà điều hành chính sách tiền tệ để xây
dựng một ước tính hợp lý về quy mô của cuộc tấn công tiền tệ, hoặc là chỉ số về áp lực trên
thị trường ngoại hối (EMP).
Điều quan trọng cần lưu ý là định nghĩa EMP trong nghiên cứu của chúng ta giống như định
nghĩa của Weymark (năm 1997), áp lực thị trường ngoại hối đo lường tổng vượt mức cầu về
đồng nội tệ trên thị trường quốc tế cũng như yêu cầu thay đổi tỷ giá hối đoái để loại bỏ mức
dư thừa về cầu trong trường hợp khơng có sự can thiệp của nhà điều hành chính sách tiền tệ.
Girton-Ropter (1977) thay định nghĩa EMP như là một phép đo mức vượt cầu về tiền trong
thị trường tiền tệ trong nước, do vậy chỉ tập trung vào áp lực phát sinh từ nền kinh tế trong
nước.
Để xây dựng chỉ số can thiệp, trước tiên chúng ta ước tính xác suất có điều chỉnh của từng
chỉ số chủ chốt (lãi suất, dự trữ và tỷ giá hối đoái) ở trạng thái biến động cao bằng cách áp
dụng các chế độ chuyển đổi Markov-ARCH (sẽ được xây dựng thêm trong phần tiếp theo).
Ví dụ với một giá trị xác suất có điều chỉnh lớn (hoặc nhỏ) của trạng thái biến động cao của
tỷ giá hối đối tại thời điểm t, hàm ý rằng có một xác suất cao (thấp) của sự biến động tỷ giá
hối đoái trong thời gian (t). Đây là một biện pháp hữu ích vì nó chuyển tải thơng tin về bản
chất của thị trường và lập trường chính sách.


Tiếp theo, lấy tỷ lệ xác suất có điều chỉnh của trạng thái bất ổn định cao có can thiệp của các

nhà điều hành chính sách tiền tệ và áp lực thị trường ngoại hối, chúng ta có chỉ số can thiệp
của các nhà điều hành chính sách tiền tệ (phương trình 2):

INTV: chỉ số can thiệp của các nhà điều hành chính sách tiền tệ
Với pHexr , pHreserves , pHint r : là xác suất có điều chỉnh trong điều kiện thay đổi của tỷ giá hối
đoái, dự trữ và lãi suất ở thời kỳ biến động cao (t). Mẫu số (pHexr + pHreserves + pHint r ) thể hiện
xác suất có điều chỉnh của áp lực cao trên thị trường ngoại hối đối với đồng tiền. Đó là xác
suất của tổng các áp lực tạo ra bởi các cú sốc thị trường về tỷ giá hối đoái, và cũng là tổng
của xác suất có điều chỉnh của biến động cao trong tỷ giá hối đoái (pHexr ) và xác suất có điều
chỉnh của biến động cao của hoạt động chính sách tiền tệ trên thị trường ngoại hối (p Hreserves +
PHint r) (Glick và Wihlbourg, 1997)
Chỉ số INTV của chúng tơi chỉ ra rằng khi phân tích chính sách tỷ giá hối đoái, việc kiểm tra
một cách đơn lẻ về tỷ giá hối đoái cung cấp cho chúng ta chỉ là một một phần của bức tranh.
Sự biến động của tỷ giá hối đối có thể là thấp vì các chính sách của chính phủ thể hiện qua
chính sách tiền tệ và các can thiệp trên thị trường ngoại hối (p Hreserves + pHint r ), hoặc là vì có
mối quan hệ của một vài cú sốc hoặc áp lực vừa phải trên thị trường ngoại hối (pHexr +
pHreserves + pHint r ). Vậy, để phân loại chính sách tỉ giá hối đoái của một nước, tối thiểu nhất
chúng ta cần có cái nhìn tổng quan về thơng tin được chuyển nhượng bởi sự thay đổi tỷ giá
hối đoái và những hành vi can thiệp của ngân hàng trung ương. (Willett, năm 2004)
Một số lợi ích của việc áp dụng chỉ số INTV. Thứ nhất, chỉ số này bao gồm sự thay đổi của
lãi suất trong chỉ số INTV làm mở rộng những mơ hình trước đó, chẳng hạn như những mơ
hình của Bayoumi và Eichengreen (năm 1998) và Weymark (năm 1997) chỉ ra việc thường
xuyên điều chỉnh tỷ giá hối đoái để bảo vệ đồng nội tệ, đặc biệt là trong suốt thời kỳ có
những áp lực nặng nề lên thị trường nhằm chống lại đồng nội tệ, điều này mang tính thiết
yếu khi chúng tối bao gồm cơng cụ chính sách này trong chỉ số INTV của chúng tôi.
Thứ hai, các nghiên cứu trước đây xây dựng các chỉ số của họ về áp lực thị trường ngoại hối
và chỉ số can thiệp bằng cách bao gồm tỷ lệ phần trăm những thay đổi thực tế của các biến
có liên quan chủ chốt. Từ thay đổi của một biến, chẳng hạn như các thay đổi hàng tháng
trong tỷ giá hối đối, hồn tồn có thể chi phối những biến khác, các chỉ số đầu nhấn mạnh

vào sự ảnh hưởng của ba biến số/thành phần của chỉ số. Sự ảnh hưởng được luân phiên thay
đổi từ một nghiên cứu này sang nghiên cứu khác và nó thường không chỉ ra rõ ràng là sự
ảnh hưởng đã được tính tốn như thế nào.
Ngược lại, chỉ số INTV của chúng tôi dựa vào xác suất của từng thành phần của trạng thái
bất ổn cao. Xác suất của từng loạt là bằng nhau trong khoảng từ 0 đến 1 tại bất kỳ thời điểm
nào, kể cả thời kỳ khủng hoảng. Một chỉ số INTV gần một (hay không) đề xuất một xu
hướng can thiệp cao (hay thấp), từ đó đề xuất một chế độ tỷ giá hối đoái cứng nhắc (hay
linh hoạt). Do đó, chỉ số INTV đơn giản hơn để xây dựng, không dựa trên bất kỳ sơ đồ tỷ
trọng chuyên biệt nào và do đó tạo ra tính minh bạch hơn.
Thứ ba, việc áp dụng các xác suất có điều chỉnh ở các thời gian khác nhau của chế độ
chuyển đổi Markov-ARCH có nghĩa là chỉ số của chúng tôi không yêu cầu ngày khủng
hoảng ưu tiên, thời gian của cuộc tấn công đầu cơ hoặc sự thay đổi đột ngột từ một chế độ
tỷ giá hối đoái sang một chế độ khác. Sự năng động của các xác suất có điều chỉnh của mỗi
biến có nghĩa là chỉ số INTV sẽ nắm bắt được xu hướng và tín hiệu nội sinh đúng lúc các sự
kiện có thể có sau đây: một gia tăng đáng kể trong áp lực thị trường (tức là các giai đoạn tấn
công do đầu cơ); sự gia tăng trong các hành động can thiệp của nhà điều hành tiền tệ; và
quan trọng hơn là thay đổi sang một chế độ tỷ giá hối đoái khác. Cuối cùng, việc xây dựng
chỉ số INTV ở một viễn cảnh khác có thể có về phân loại chế độ có thể được chuyển hóa
một cách thuận tiện như sẽ được trình bày trong phần thực nghiệm của bài nghiên cứu.
Một dự báo phải được thêm vào đây là đối với bất kỳ chỉ tiêu hay chỉ số kinh tế nào, tính
chính xác của chỉ số INTV cao sẽ phụ thuộc vào chất lượng của các biến "yếu tố quyết
định", đặc biệt là biến dự trữ ngoại hối và lãi suất. Vì khơng có thơng tin cơng khai về sự
can thiệp vào thị trường ngoại hối, chúng tôi học tập Calvo và Reinhart (năm 2002) trong
việc sử dụng những thay đổi trong dự trữ như biện pháp khơng hồn hảo của sự can thiệp về
ngoại hối, trong khi sự can thiệp trong thị trường tiền tệ lại được đo bằng những thay đổi
trong lãi suất.12
Các chỉ số là khơng hồn hảo cũng như chúng ta nhận ra rằng không phải tất cả chuyển
động hoặc thay đổi trong dự trữ hoặc lãi suất là do hoặc có liên quan với các can thiệp để
bảo vệ hoặc dàn xếp những biến động của đồng nội tệ. Tuy nhiên, chỉ vài ngân hàng trung

ương thông báo công khai các hành động can thiệp tỷ giá hối đoái thực tế của họ. Đây là
những cơ quan chính sách tiền tệ lớn từ các nền kinh tế cơng nghiệp hóa, như Nhật Bản,


Hoa Kỳ, Thụy Sĩ, Canada và Úc.13 Khơng có các ngân hàng trung ương nào từ các thị
trường mới nổi ở Đông Á công bố hành động can thiệp của họ một cách rõ ràng.14

4. SWARCH và thuyết trị giá trị cực đại
4.1. Mơ hình chuyển đổi Markov-ARCH (SWARCH)
Hamilton và Susmel (1994) đã đề xuất mở rộng mơ hình ARCH, mơ hình mới này có thể
hợp nhất với sự chuyển đổi chế độ tỷ giá. Trong mơ hình của họ, các thơng số của mơ
hình ARCH được phép chuyển đổi giữa các trạng thái riêng biệt, mà quy trình chuyển đổi
cũ của Markov bị hạn chế. Hamilton và Susmel gọi là quy trình chuyển đổi ARCH hay mơ
hình SWARCH. Từ nghiên cứu này, cách trình bày Markov cho phép chúng ta sắp xếp
những chế độ tỷ giá trong lịch sử thành ma trận đơn giản để thấy được sự chuyển dịch và
chuyển đổi trạng thái từ một chế độ tỷ giá này sang chế độ tỷ giá khác.
Mơ hình SWARCH có thể được mơ tả bởi hệ thống của phương trình sau đây:

Phương trình (3) thừa nhận rằng thu nhập (rt) theo sơ đồ hồi quy bậc nhất. Sự đổi mới thu
nhập (εt) được giả định làm theo một quá trình ARCH với điều kiện phương sai (h2t) mà
(h2t) phụ thuộc tuyến tính vào độ lệch bình phương q , tức là (u2t-i ). Theo mơ hình chuẩn
ARCH, các tham số là hằng số trong các chế độ tỷ giá. Tuy nhiên, trong mơ hình
SWARCH, thì các tham số ARCH được phép chuyển đổi nội sinh giữa các trạng thái riêng
biệt (K). Sự dịch chuyển từ trạng thái này sang trạng thái khác thể hiện mức độ thay đổi


của sự bất ổn. Điều này thể hiện ở hằng số chuyển đổi g(st), g(st) lại phụ thuộc vào thay đổi
trạng thái: st = 1,….., K. Trong phần trình bày này, một tiêu chuẩn được áp đặt là g(1) =1 và
g(st) ≥ 1 đối với st = 1,….,K. Do vậy ở trạng thái 1 có lẽ được xem là trạng thái biến động
thấp. Khi st ≠ 1, g(st) cho biết độ lớn của sự biến động tại st so với trạng thái biến động

thấp.
Hamilton và Susmel (1994), st được giả định theo một mơ hình K-Markov ban đầu, nó có
thể được mô tả bằng xác suất chuyển đổi, P(st=j/st-1=i, st-2 =k,…, yt-1, yt-2,…..) = p(st=j/st-1 =
i) = pij. Với mỗi xác suất (pij) là xác suất mà trạng thái i theo sau trạng thái j. Định nghĩa ma
trận chuyển đổi xác suất như sau:

Tổng các phần tử trong mỗi hàng của ma trận ở trên bằng 1.
Một trong những mục tiêu của mơ hình SWARCH là để dự đốn xác suất xuất hiện trạng
thái trong từng thời kỳ, nó được Hamilton và Susmel (1994) chỉ ra như là một sản phẩm
phụ của quá trình xử lý chuyển đổi phi tuyến tính Markov. Ví dụ: kết luận dựa trên thơng
tin có sẵn hoặc quan sát tại thời gian (t) được gọi là “xác suất lọc”. Ngoài ra, các kết luận
sử dụng tất cả các mẫu quan sát được gọi là của xác suất có điều chỉnh. Xác suất điều
chỉnh mẫu đầy đủ thể hiện xác suất mà biến điều kiện ở trạng thái st vào ngày (t). Việc xây
dựng chỉ số INTV (phương trình 2) được biểu diễn thơng qua xác suất điều chỉnh của
phương sai có điều kiện tại trạng thái bất ổn định cao, chỉ số này nằm trong khoảng 0 đến 1.

4.2. Ngưỡng can thiệp: Áp dụng thuyết giá trị cực đại
Nhiệm vụ thực nghiệm tiếp theo nhằm so sánh và đối chiếu chế độ tỷ giá trước và sau năm
1997. Nhiệm vụ ở đây là tính tốn chỉ số INTV, chỉ số này khi nào được cho là ở mức cao
hoặc thấp, từ đó đề xuất tương ứng về tính linh hoạt trong chế độ tỷ giá ít hay nhiều. Nếu
không tạo được các ngưỡng hợp lý ở mức độ cao và thấp của chỉ số INTV, thì việc phân
loại các chế độ tỷ giá dựa trên chỉ số can thiệp sẽ được thực hiện theo một cách khơng
chính thức.
Phương pháp thơng thường tạo ra được các ngưỡng bằng cách đơn giản là sử dụng độ lệch
trung bình và độ lệch chuẩn của chỉ số INTV. Chẳng hạn các nghiên cứu của Baig (2001)
và Hernandez và Montiel (2003) đã sử dụng các ngưỡng từ độ lệch trung bình và độ lệch
chuẩn trong việc xác định chỉ số INTV. Tuy nhiên giả định chính của phân phối chuẩn


phải được áp dụng độ lệch trung bình và độ lệch chuẩn cho bất kỳ phép phân tích nào ở

các cấp độ. Tuy nhiên, như những đề cập trước đây, các nghiên cứu đã ghi nhận rằng tỷ
giá hối đoái, lãi suất và dự trữ ngoại hối không phải là phân phối chuẩn.
Để tạo ra được các ngưỡng với những số liệu thống kê phù hợp với các cấp độ INTV cơ
bản, chúng tôi sử dụng phương pháp của thuyết giá trị cực đại (EVT). Đây là một cách
tiếp cận phi tham số cho phép chúng ta tạo ra các ngưỡng cực đại/cao và cực tiểu/thấp của
chỉ số INTV cho trường hợp của mỗi nước mà khơng có bất kỳ giả định nào về sự phân
phối.
Từ cỡ quan sát tương đối nhỏ, chúng tôi áp dụng phương pháp ước lượng điều chỉnh số dư
chỉ số do Huisman, Koedijk, Kool và Palm (2001) đề xuất - gọi tắt là HKKP. Phương pháp
HKKP được xuất phát từ những ước lượng của Hill (1975)

Chúng tơi giả định rằng có n mẫu quan sát độc lập được rút ra từ một vài phân phối số dư
chưa biết. Tham số Y là phần dư chỉ số của phân phối và x(i) là số liệu thống kê bậc thứ i
với x(i-1) ≤ x(i) với i= 2,….., n là số giả định của phép phân tích số dư. Số chọn k quyết
định tồn tại ước lượng khách quan về số dư chỉ số.
HKKP (2001) cho rằng hàm phân phối chung có giá trị tiệm cận dốc tăng lên, và tăng đều
theo k. Tương tự phương sai tiệm cận của hệ số Hill là (1/k). Nhìn chung vấn đề sẽ chỉ
được giải quyết khi kích cỡ của mẫu k tiến tới vô cùng.
Đối với những mẫu quan sát nhỏ của chúng ta, HKKP (2001) giới thiệu một ước lượng có
thể giải quyết vấn đề cần thiết để lựa chọn được k tối ưu “duy nhất”. HKKP (2001) đề
xuất giá trị k nhỏ hơn một số ngưỡng giá trị k, đường xiên ước lượng của Hill: Y tằng gần
với giá trị k và công thức gần đúng:

Với β0 và β1 là hệ số chặn và hệ số ước lượng. ε(k) là giới hạn vi phạm. HKKP (2001)
cũng đưa ra hệ số ước lượng điều chỉnh của Hill tương đối tốt với giá trị của k quanh giá
trị (n/2). Theo nghiên cứu thực nghiệm, chúng tơi đề nghị tính tốn giá trị Y(k) với k nằm
trong khoảng từ 1 tới k (gần bằng n/2).
Do sự cần thiết phải tính tốn ngưỡng “cao” và “thấp’ của chỉ số INTV, chúng tôi lựa

chọn k đối với ngưỡng cao sẽ bao hàm những quan sát cao (hoặc lớn) của Y , suy ra chỉ số
INTV lớn/cao. Ngược lại với ngưỡng thấp sẽ là nhóm quan sát với giá trị thấp nhất của Y.
Để ước lượng phương trình (9), HKKP (2001) đã đưa ra trọng số bình phương nhỏ nhất Weighted Least Squares (WLS), thay cho bình phương nhỏ nhất thơng thường - Ordinary
Least Squares (OLS), để loại bỏ sai số tiềm ẩn trong giới hạn vi phạm ε(k) của phương
trình (9). Trọng số có ( √1, √2 ,...... √K) là các yếu tố của đường xiên và trong khoảng 0.
Ước lượng Y từ hàm hồi quy WLS là là một ước lượng gần đúng của số dư chỉ số.
5. Thực nghiệm
Trước khi trở lại với mỗi kiểm nghiệm, điều quan trọng là sắp xếp những mục tiêu chính và
cách tiếp cận theo lối thực nghiệm sao cho hợp lý. Rõ ràng là những ước lượng can thiệp
chỉ số (phương trình 2) có thể tiếp cận bởi những cách khác nhau. Tuy nhiên như đã giới
thiệu ở phần đầu, nhiệm vụ ở đây là phân loại chế độ tỷ giá của 4 nền kinh kế Đơng Á từ
tháng 01/1985 đến tháng 08/2007. Vì vậy thay vì tính tốn 4 quốc gia đồng loạt, thích hợp
hơn khi ước lượng sự can thiệp riêng lẻ đối với mỗi quốc gia. Hàng loạt lý do thích hợp đã
chỉ ra tại sao kiểm tra đối với từng nước lại thích hợp hơn, chúng là những nhiệm vụ chủ
yếu được đề cập ở những phần sau đây:
a/ Điều quan trọng được nhận ra là đối với mỗi quốc gia sẽ có kinh nghiệm riêng biệt trong
việc điều hành chính sách tỷ giá. Ví dụ như ngay cả khi tất cả các quốc gia này cùng
điều hành chính sách tỷ giá cố định nhưng mức độ của mỗi quốc gia sẽ khác nhau, điều
này sẽ được trình bày ở những phần sau.
b/ Đánh giá những thành phần của việc can thiệp chỉ số trong mỗi quốc gia sẽ cho ta biết
cơng cụ chính sách tiền tệ được sử dụng ở những thời kỳ khác nhau để quản lý tiền tệ.
c/ Đưa ra các chế độ tỷ giá đa dạng của 4 quốc gia, điều này là cần thiết để tránh sự áp đặt
“một ngưỡng chung” cho tất cả các đồng tiền mà không am hiểu về chúng.

5.1. Dữ liệu
Dữ liệu được sử dụng trong 4 quốc gia Indonesia, Hàn quốc, Singapore và Thái Lan là tỷ
giá hàng tháng được biểu diễn bằng tiền nội tệ so với USD. Lãi suất thị trường tiền tệ qua
đêm được sử dụng như là thước đo lãi suất trong nước, và lượng ngoại tệ nắm giữ được
coi là dự trữ ngoại hối. Mẫu quan sát thực hiện từ tháng 01/1985 đến tháng 08/2007,
được thu thập từ số liệu thống kê tài chính quốc tế của quỹ tiền tệ thế giới IMF. Trong

bảng 2, số liệu tổng hợp trình bày phần trăm thay đổi tỷ giá, dự trữ ngoại hối và sự khác
biệt lãi suất.


Thêm vào đó, bảng 2 cịn bao gồm một số thông tin như: độ lệch chuẩn, hệ số bất đối
xứng (skewness coefficient), Hệ số độ lồi (kurtosis), và hệ thống kiểm định chuẩn JarqueBera (JB), kiểm định Ljung-Box (LB). Tất cả đều chỉ ra sự bất thường, và hệ số độ lồi
cũng vậy. Số liệu thống kê LB đưa ra hệ số tương quan ngoại trừ Indonesia (dự trữ), Hàn
Quốc (dự trữ) và Singapore (tỷ giá và lãi suất). Số liệu thống kê LBS (Ljung-Box) chỉ ra
mức độ cân bằng, ngoại trừ Indonesia (tỷ giá, dự trữ), Hàn Quốc (tỷ giá) và Singapore
(dự trữ). Chúng được thực hiện trong những điều kiện khác nhau, minh chứng cho mơ
hình ARCH.

5.2. Kết quả kiểm định của mơ hình SWARCH và chỉ số INTV
Tiếp theo chúng ta sẽ tiến hành sử dụng mô hình SWARCH của Hamilton và Susmel
(1994). Bảng 3-5 trình bày các ước lượng từ hệ thống chuyển đổi Markov ARCH. Kết
nối sự thay đổi chế độ tỷ giá trong những điều kiện khác nhau, hai và ba trạng thái được
ước tính. Điều này được thực hiện trong cả hai trường hợp: phân phối chuẩn và phân
phối- t, với độ trễ khác nhau. Từ đó đi đến sự xác định đáng tin cậy trong việc mô tả
những điều kiện biến đổi, chiến lược mà Krolzig (1997) đã theo đuổi. Điểm đầu tiên là
kiểm nghiệm giả thuyết vơ hiệu: khơng có chuyển đổi chế độ (m=1) so sánh với một giả
thuyết khác là có chế độ chuyển đổi (m=2). Kết quả của kiểm định cho giả thuyết khơng
có chuyển đổi chế độ là tỷ lệ gần đúng được so sánh giữa mô hình ARCH chuẩn với mơ
hình chuyển đổi Markov ARCH. Trong tất cả các trường hợp kiểm tra chỉ số gần đúng
cho rằng giả thuyết khơng có giá trị của khơng chế độ chuyển đổi bị từ chối.
Chúng ta tiếp tục thực hiện kiểm định giả thuyết vô hiệu của 2 chế độ tỷ giá (m=2) với
một giả thuyết khác là 3 chế độ tỷ giá (m=3). Trên cơ sở của cách kiểm định này, hầu hết
ba lượt, nghĩa là thay đổi phần trăm hàng tháng của tỷ giá, dự trữ ngoại hối và khác biệt
đầu tiên trong lãi suất, việc kiểm tra cá nhân một nước được mô tả tương ứng ở hai chế
độ tỷ giá không ổn định, ngoại trừ đồng tiền rupia của indonesia và lãi suất thị trường tiền
tệ qua đêm của Hàn quốc. Các hệ số được ước lượng là phổ biến trong thống kê (bảng 35). Ước lượng chuyển đổi của mỗi trạng thái có lẽ là khá cao, cho thấy các trạng thái này

khá bền vững. Ví dụ, khả năng chuyển đổi trong trường hợp đồng tiền rupia của
Indonesia cho thấy rằng khi chế độ hiện tại ở trạng thái 1, thì có 94% khả năng tương tự
cho thời kỳ tiếp theo chế độ ở trạng thái 1.
Thêm vào nữa, từ những ước tính trên, một điều có thể tính tốn là khoảng thời gian
mong đợi của mỗi một trạng thái thay đổi bằng (1/(1-pii)). Ví dụ, trạng thái 1 đối với


đồng rupia của Indonesia được mong đợi trung bình là sau (1-0.94) -1 ≈ 17 tháng, trạng
thái 2 được mong đợi tới sau 10 tháng, và trạng thái 3 là sau 25 tháng (bảng 3). Do vậy
trạng thái 3 (trạng thái cao nhất của sự bất ổn định) sẽ dài hơn trạng thái 1 (mức độ thấp
của bất ổn định) và trạng thái 2 (mức độ trung bình của sự bất ổn định). Cuối cùng kiểm
định chuẩn đoán: Ljung-Box, Q- là kiểm tra độ lệch chuẩn - LB(24) và độ lệch chuẩn
quân bình - LBS(24). Chú ý rằng khi sử dụng mơ hình SWARCH, dẫn chứng của sự
tương quan là không rõ ràng hoặc bị phủ nhận.
5.3 Ngưỡng EVT và các viễn cảnh
Dựa vào kết quả kiểm định của mô hình SWARCH chúng ta có thể tính tốn các xác suất
ước lượng đối với những thay đổi lớn của tỷ giá hối đoái, dự trữ và lãi suất trong suốt thời
gian quan sát. Từ những xác suất ước lượng này, chỉ số can thiệp (INTV) có thể xây dựng
phù hợp cho mỗi nước (Số liệu 1-4). Một chỉ số can thiệp cao hơn gợi ý một khuynh
hướng can thiệp sâu hơn, và đó gọi là chế độ tỷ giá cố định.
Một vấn đề được đặt ra là mức độ của chỉ số can thiệp như thế nào được cho là cao (hoặc
thấp). Từ phân phối ngẫu nhiên của những dãy số chính, như trình bày ở bảng 2 là tỷ giá,
dự trữ và lãi suất, chúng ta không ngạc nhiên khi tìm ra dãy các chỉ số can thiệp cho mỗi
nền kinh tế này bằng phân phối ngẫu nhiên18. Do đó độ lệch trung bình và độ lệch chuẩn
khơng là những chỉ báo chính xác và thích đáng để tạo ra các ngưỡng riêng lẻ của sự can
thiệp ở mức độ cao từ mức độ thấp. Vì vậy phương pháp EVT được sử dụng.
Sử dụng khái niệm thuyết giá trị cực đại được thảo luận trước đây, chúng ta có thể tính chỉ
số can thiệp cực đại và cực tiêu cho mỗi nước. Các số liệu ở Bảng 6 thể hiện ngưỡng chỉ số
INTV sâu nằm trong khoảng gần nhau, từ 89% đối với trường hợp của Indonesia cho tới
98% đối với Singapore. Ngược lại, chúng ta tìm thấy dãy các ngưỡng cho chỉ số INTV

thấp. Kết hợp lại, ngưỡng chỉ số INTV thấp đối với Hàn Quốc khoảng 10%. Ngưỡng cực
tiểu cho chỉ số INTV ở Singapore được ước lượng khoảng 69%. Việc mở rộng dãy các
ngưỡng nhấn mạnh tầm quan trọng của việc ước lượng các ngưỡng riêng biệt, trước khi
hình thành ngưỡng vùng thích hợp.
.

Một loạt các viễn cảnh có thể tạo ra từ sự phân loại chỉ số INTV cao và thấp được mô tả
trong Bảng 6. Điều quan trọng được nhận ra là chỉ số INTV ít nhất (hầu hết) xoay quanh
mức 90% (10%) được cho là viễn cảnh can thiệp cao (thấp). Có 2 nhân tố căn bản của chỉ
số INTV cao:


a. Viễn cảnh 1: Nỗ lực can thiệp sâu và thành công. Một chỉ số can thiệp (INTV) sâu
được tạo ra bởi giá trị cao của biểu thức (p Hreserves + pHint r), dẫn đến ổn định đồng nội
tệ (xác suất (pHexr) thấp). Chúng ta kết luận: một sự cố gắng trong can thiệp và cân
đối lực thị trường của người điều hành chính sách tiền tệ tạo nên thành cơng trong
việc giới hạn tính linh động của tỷ giá hối đối.
b. Viễn cảnh 2: trường hợp khơng đi đến kết luận. Một chỉ số can thiệp (INTV) sâu do
giá trị thấp của cả hai biểu thức (pHreserves + pHint r) và (pHexr + pHreserves + pHint r). Trường
hợp này khó đưa ra kết luận về những cam kết của của các nhà điều hành chính sách
tiền tệ. Tình huống có thể xãy ra khi khơng có cú sốc đáng kể trên thị trường ngoại
hối, do đó khơng có hành động can thiệp thị trường ngoại hối đáng kể nào được đảm
trách bởi nhà điều hành chính sách tiền tệ. Do đó khơng thể nói nhiều về chính sách
khi giá trị (pHreserves + pHint r) thấp, hoặc thiếu các chính sách can thiệp, xảy ra bởi vì
khơng cần sự can thiệp khi mà thị trường ổn định, được phản ánh bởi giá trị (p Hexr +
pHreserves + pHint r) thấp.
Ở một thái cực khác, chúng ta phải ước lượng ngưỡng vùng nhỏ nhất của chỉ số INTV, gọi
tắt là viễn cảnh 3. Hàng loạt ngưỡng INTV thấp được lựa chọn từ 4 nước Đông Á, chúng
ta đề xuất tỷ lệ thấp nhất, nghĩa là ngưỡng 10% của Hàn quốc. Bởi vậy, với viễn cảnh 3,
khi chỉ số can thiệp (INTV) thấp do giá trị thấp của biểu thức (p Hreserves + pHint r) và giá trị

lớn của biểu thức (pHexr + pHreserves + pHint r), chúng ta chắc chắn rằng việc điều hành chính
sách tiền tệ lựa chọn chính sách tỷ giá thả nổi.
Tuy nhiên chúng ta cũng phải thêm một dự báo ở đây. Trong một số trường hợp, chúng ta
khơng thể đưa ra kết luận chính xác rằng Ngân hàng trung ương có chủ động thơng qua
chính sách thả nổi. Ví dụ, trong tình huống có một xác suất cao về biến động lớn của đồng
nội tệ và một xác suất thấp của sự thành công trong việc can thiệp thị trường ngoại hối, nhà
làm chính sách sẽ miễn cưỡng can thiệp vào thị trường ngoại hối để giữ nó ở mức độ tối
thiểu, và do đó tránh được chi phí cao của việc can thiệp. Bởi vậy chúng ta cần kiểm tra
cẩn thận xác suất của mỗi thành phần cấu thành chỉ số để thúc ép nhiều thơng tin về bản
chất thị trường và lập trường chính sách tiền tệ.
Từ việc thêm vào 3 xác suất trước tiên, chúng ta cũng có thể thêm vào một viễn cảnh nữa
(viễn cảnh 4) để nắm bắt thời kỳ có áp lực thị trường ngoại hối cao, bao gồm cả những thời
kỳ khủng hoảng tài chính và tiền tệ. Điều quan trọng nữa là chúng ta cũng có thể ứng dụng
phạm trù này để nắm bắt thời kỳ của chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý- chế độ trung lập. Với
viễn cảnh này, chỉ số INTV sẽ vào khoảng giữa của ngưỡng thấp và cao (cao > INTV >


thấp). Tình huống này xuất hiện khi ít nhất 2 trong 3 nhân tố của chỉ số INTV (p Hexr ,
pHreserves , pHint r) là khá cao. Trong suốt thời kỳ bất ổn định và khủng hoảng, các nhà điều
hành chính sách tiền tệ thường chủ động trong việc giữ ổn định đồng nội tệ (vì vậy biểu
thức (pHreserves + pHint r) cao). Tuy nhiên các cuộc tấn công đồng tiền nội tệ rất khốc liệt, phản
ảnh qua tỷ giá biến động liên tục - pHexr cao, do vậy nên giữ chỉ số can thiệp nằm giữa
ngưỡng nhỏ nhất 10% và ngưỡng lớn nhất 90%.

6. Các kết quả thực nghiệm nói gì về chế độ tỷ giá hối đối
6.1. Indonesia
Chỉ số can thiệp liên tục cao trong suốt thời kỳ 1985 đến 1996: trên 0.9, dường như thừa
nhận rằng điều hành chính sách tiền tệ chọn chiến lược can thiệp chủ động để ổn định
đồng Rupiah (Số liệu 1 và Bảng 7). Khi chúng ta phân tích chỉ số can thiệp với 3 nhân tố
chính, nó rõ ràng rằng Ngân hàng trung ương Indonesia có sự điều chỉnh chính yếu vào

yếu tố lãi suất để ổn định đồng Rupiah. Chúng ta cũng biết rằng từ năm 1995 với tất cả
các cách làm thì biên độ can thiệp dao động đối với đồng Rupiah của Ngân hàng trung
ương Indonesia là 3%, điều này ám chỉ một chế độ tỷ giá cố định được thực hiện dưới sự
điều hành chính sách tiền tệ trong suốt thời kỳ này. Trong suốt 10 năm, chúng ta có thể kết
luận thuyết phục rằng Ngân hàng trung ương Indonesia thực hiện chế độ tỷ giá cố định –
viễn cảnh 1.
Để đưa ra một chế độ tỷ giá ngoại hối linh hoạt, biên độ can thiệp được nới rộng ra 3 lần
từ 3% trong tháng 12 /1995 tới 5% trong tháng 6/1996, và tới 8% trong tháng 9/1996
(Djiwandono (2000)). Đến tháng 7/1997 Ngân hàng trung ương Indonesia cho phép biên
độ can thiệp nới rộng ra 12% làm cho đồng Rupiah dao động tự do hơn.
Trong suốt thời kỳ đỉnh điểm và giai đoạn đầu phục hồi của khủng hoảng tiền tệ Đông Á,
1997-2001, chúng tôi để ý chỉ số can thiệp (INTV) thấp nhất, đạt thấp nhất khoảng 0.465
vào năm 2000. Suốt thời kỳ này Ngân hàng trung ương thực hiện cả tỷ giá ngoại hối và dự
trự ngoại hối thiết yếu để quản lý đồng Rupiah, nhưng không hiệu quả. Đồng Rupiah (P exr
H

) tăng mạnh lên mức 0.989 trong năm 1998 từ mức phổ biến khoảng 0.008 những năm

đầu thập niên 1990. Thời kỳ này biểu hiện viễn cảnh 4, ở đó chỉ số can thiệp (INTV) nằm
mức dưới trung bình ngưỡng lớn nhất được tạo bởi áp lực tỷ giá bất ổn (p Hexr ) và chỉ số
can thiệp mức cao (pHreserves + pHint r). Từ những xác suất có điều chỉnh này, chúng ta có thể
kết luận rằng thị trường ngoại hối Rupiah trải qua hầu hết với áp lực bất ổn của đồng tiền


trong năm 1998, với mỗi nhân tố trong 3 nhân tố của chỉ số can thiệp (INTV): (pHexr ,
pHreserves , pHint r) dao động trong khoảng 0.969 tới 0.989.
Từ đầu năm 2002 tới tháng 8/2007, chúng ta thấy có bằng chứng cho rằng Ngân hàng
trung ương Indonesia trở về với chính sách quản lý thắt chặt tỷ giá ngoại hối thời kỳ trước
1997. Chỉ số can thiệp (INTV) đạt 0.99 trong năm 2003 tới 2006. Điều quan trọng hơn
nữa là khoảng thời gian 1990-1996 điều hành chính sách tiền tệ trở lại chính sách điều

chỉnh lãi suất cơ bản - với xác suất trung bình có điều chỉnh, lãi suất là trên 0.9 giữa tháng
1/2002 tới tháng 12/2006 - để quản lý chặt chẽ dao động của đồng Rupiah.
6.2. Hàn Quốc
Nhìn vào Bảng 8 và số liệu 2, xác suất có điều chỉnh của chỉ số (INTV) thời kỳ 1985 đến
1994 là cao cho thấy điều hành chính sách tiền tệ luôn chủ động để cố định đồng Wonviễn cảnh 1. Vai trị của chính sách lãi suất nổi bật trong suốt thời kỳ này, khi mà đề xuất
pHint r cao. Bước vào năm 1990, điều hành chính sách tiền tệ ở Hàn quốc gọi là hệ thống
thị trường trung bình (MARS), nơi mà tỷ giá danh nghĩa won/ dola được phép dao động
trong mức cụ thể xung quanh tỷ giá cơ bản được xem xét hàng ngày (Dornbusch và Park
1999). Khi hệ thống này lần đầu tiên được đưa ra, tỷ giá đồng won/USD thay đổi rất nhỏ
±0.4% so với tỷ giá cơ bản. Giữa thập niên 1990, biên độ này được nới rộng ra ± 2.25%.
Với chỉ số INTV trung bình trên 90% và xác suất trung bình của đồng won là 0%, Ngân
hàng trung ương Hàn quốc thành công trong việc quản lý thắt chặt đồng won so với đồng
USD thời kỳ giữa thập niên 1980 tới năm 1994.
Giữa năm 1995, 1996 đồng won trở lên bất ổn định, mặt dù các nhà điều hành chính sách
tiền tệ có gắng chủ động điều chỉnh lãi suất. Chỉ số (INTV) trung bình trong 2 năm này có
sự sụt giảm lớn khoảng 0.54, như là kết quả của áp lực mạnh mẽ trên thị trường ngoại hối.
Xác suất có điểu chỉnh của pHint r được duy trì liên tục ở mức cao nhưng chúng ta vẫn
phân loại thời kỳ này là thời kỳ tỷ giá cố định, mặc dù Ngân hàng trung ương ít thành
cơng trong việc kiểm sốt tính bất ổn của đồng won so vơi thời kỳ trước đó.
Ngày 20/11/1997, một cảm nhận rõ ràng về áp lực gia tăng khủng hoảng tiền tệ Đông á
giai đoạn 1997, Ngân hàng trung ương Hàn quốc nới rộng biên độ giao động tỷ giá ±10%.
Cộng với chính sách lãi suất, các nhà điều hành chính sách tiền tệ bắt đầu chủ động quản
lý thị trường mở bằng việc bán dự trữ ngoại hối. Xác suất của dự trữ p Hreserves nhảy từ 2%
giữa thập niên 1990, lên 57% năm 1997. Biên độ giao động cuối cùng được gỡ bỏ vào
ngày 16/12/1997, khi đó Hàn quốc thơng báo chính thức bị khủng hoảng.


Ở đỉnh cao của cuộc khủng hoảng, tháng 1/1998 đến tận tháng 12/1998, chỉ số (INTV)
trung bình trên 0.6, với 2 nhân tố của chỉ số (INTV): (p Hexr , pHint r), đạt ở mức độ cao
khoảng 0.988. Điều này rõ ràng rằng điều hành chính sách tiền tệ bắt đầu can thiệp trực

tiếp vào thị trường ngoại hối, như xảy ra sự tăng mạnh mẽ xác suất của dự trữ từ khoảng
0.06 thời kỳ 1995-1996 tới 0.55 thời kỳ tháng 1/1998 – 12/1998. Chúng ta có thể kết luận
rằng mức xác suất có điều chỉnh cho tất cả thành phần của chỉ số INTV thời kỳ 1997-1998
phù hợp với viễn cảnh 4: viễn cảnh khủng hoảng.
Năm 1999, Hàn quốc bắt đầu q trình hồi phục, và mơi trường kinh tế vĩ mô trở nên ổn
định hơn. Mặc dù sự hiện diện liên tục tính bất ổn cao trong thị trường ngoại hối (p Hexr >
99), sự can thiệp của Ngân hàng trung ương Hàn Quốc giảm rõ ràng so với thời kỳ 19971998. Chỉ số INTV vẫn ở mức 15%, cao hơn một chút so với ngưỡng thấp của chế độ tỷ
giá linh hoạt.
Chế độ tỷ giá hối đoái năm 2000 đặc trưng cho thời kỳ tỷ giá thả nổi/ linh hoạt, khơng có
bằng chứng cho thấy sự can thiệp của chính phủ , từ giá trị xác suất có điều chỉnh ở mức
thấp của 2 biến số: pHreserves , pHint r. Sự bất ổn của thị trường đồng won, chỉ số INTV là mức
trung bình thấp nhất trong hai thập kỷ cuối, trung bình thấp hơn 1% từ tháng 1/2000 đến
tháng 7/2007. Điều này dẫn đến kết luận Hàn quốc dịch chuyển tự chủ tới chế độ tỷ giá
linh hoạt thực tế (Viễn cảnh 3). Báo cáo thường niên của Ngân hàng trung ương Hàn quốc
từ năm 2000 đến năm 2006 miêu tả chế độ tỷ giá hối đối được sử dụng những cơng cụ
thích hợp, hiệu quả tránh dao động mạnh- đồng won, về cơ bản nó dao dộng tự do theo
cung và cầu của thị trường ngoại hối.
6.3. Singapore
Số liệu thống kê cho thấy chính sách chế độ tỷ giá hối đoái cố định là mục tiêu quan trọng
của chính sách tiền tệ ở Singapore cho tới năm 2007 (Bảng 9 và số liệu 3). Ngoại trừ thời
kỳ khủng hoảng 1997-1998 và một phần trong năm 2001, chỉ số INTV của Singapore duy
trì liên tục trên 90%. Những số liệu thống kê này đồng nhất giữa báo cáo và nghiên cứu tại
Cơ quan quản lý tiền tệ Singapore (MAS), cho thấy rằng MAS can thiệp đều đặn định kỳ
vào thị trường ngoại hối với tỷ giá hối đối mục tiêu nhưng khơng tiết lộ biên độ dao
động. (MAS 1999, 2000, 2001 2003, 2004 và 2007).
Từ những số liệu xác suất có điểu chỉnh được tình bày trong bảng 9, chúng ta cũng thấy
rằng MAS điều hành chính sách lãi suất và dự trữ ngoại hối để quản lý tỷ giá hối đoái


trong phần lớn hai thập kỷ qua. Điều thú vị ở đây là thời kỳ trước khủng hoảng tài chính

năm 1997, lãi suất là cơng cụ chính của điều hành chính sách tiền tệ, điều này phản ánh
thơng qua số liệu xác suất có điều chỉnh ở mức cao. Sự điều hành trở nên khác biệt trong
giai đoạn tháng 1/1999 – 8/2007. Trong suốt thời kỳ này, dự trữ trở thành một công cụ
trọng yếu điều hành đồng tiền Singapore với chính sách tỷ giá ngoại hối cố định. Giai
đoạn 1999-2007 dự trữ ngoại hối của Singapore (trừ vàng) tăng hơn 100 tỷ US$, đến cuối
năm 2007 đạt khoảng 226 tỷ US$.
6.4. Thái lan
Nhìn chung, kết quả kiểm định cho thấy Ngân hàng trung ương Thái lan cũng giống như
các Ngân hàng trung ương khác của các nước Đông Á, có can thiệp chủ động quản lý chặt
chẽ đồng Baht trong giai đoạn 1985-1996 (Bảng 10). Xác suất có điều chỉnh của chỉ số
INTV giai đoạn 1991- 1996 khoảng trên 99% và những hoạt động can thiệp tích cực đối
vơi thị trường tiền tệ (thông qua điều chỉnh lãi suất) đã giúp xác suất trung bình có điều
chỉnh của PHexr dưới 1% (viễn cảnh 1).
Theo thực nghiệm chúng ta cũng có thể kết luận rằng chế độ tỷ giá hối đoái được thực
hiện như viễn cảnh 4 (thời khùng hoảng) trong giai đoạn 1997-1999. Với 3 năm này Ngân
hàng trung ương Thái lan đã nỗ lực lớn trong việc bảo vệ đồng tiền của mình bằng việc
điều chỉnh lãi suất cơ bản và bán dự trữ ngoại hối, điều này cũng nhận thấy ở chỉ số xác
suất có điều chỉnh của lãi suất và dự trữ là cao. Mặc dù nỗ lực lớn trong việc can thiệp,
nhưng đồng Baht vẫn mất giá trị so với USD và bất ổn định.
Từ năm 2000, chúng ta có bằng chứng về chế độ tỷ giá cố định ở mức độ thấp.Xác suất có
điều chỉnh của INTV nằm giữa 0.42 và trên 0.06 một chút, thấp hơn nhiều so với thời kỳ
trước năm 1997, cũng thời gian này thị trường tiền tệ tiếp tục bất ổn định với xác suất của
chỉ số PHexr khoảng 0.99, loại trừ năm 2007. Do đó chúng ta cũng có thế kết luận Ngân
hàng trung ương Thái Lan chủ động duy trì quản lý sự bất ổn của đồng tiền, nhưng có thế
cho rằng chế độ tỷ giá cố định ở mức nhỏ hơn từ năm 2000 (viễn cảnh 4). Chúng ta cũng
lưu ý rằng mức độ can thiệp tăng lên trong năm 2005-2006. Thêm vào nữa, trong khi hầu
hết giai đoạn 2000-2004 can thiệp vào thị trường tiền tệ chủ yếu qua việc điều chỉnh lãi
suất thì giai đoạn 2005-2006 được cho rằng các nhà điều hành chính sách tiền tệ chủ động
can thiệp thông qua dự trữ ngoại hối ở thị trường mở .

7. Kết luận:
Frankel (2001) chỉ ra những nhiệm vụ lớn khi thảo luận về chế độ tỷ giá là vấn đề độ tin
cậy và tính minh bạch. Như nhiều nghiên cứu trước đây, nghiên cứu này cũng nhấn mạnh
vấn đề khó khăn phải đối mặt là việc xác minh chế độ tỷ giá thực đối với một quốc gia.
Phần nghiên cứu này cũng xem xét lại tranh luận về chế độ tỷ giá thực đối với chế độ tỷ
giá danh nghĩa của 4 quốc gia Đông Á: Indonesia, Thái Lan, Singapore và Hàn Quốc.
Nghiên cứu cũng mở rộng so với những nghiên cứu trước về 2 mặt. Thứ nhất là sử dụng
mơ hình SWARCH và hệ thống kiểm tra giá trị cực đại để ước lượng mức độ can thiệp
vào tỷ giá hối đối và những ngưỡng của nó. Thứ 2 là số liệu được cập nhật hàng ngày
bằng quan sát đến giữa năm 2007.
Nghiên cứu cũng cho thấy rằng chỉ có Hàn quốc thay đổi chế độ tỷ giá hối đoái danh
nghĩa sang điều hành tỷ giá thực thời kỳ sau 1997. Ngược lại, Indonesia và Singapore lại
trở về chế độ tỷ giá hối đoái cố định thời kỳ trước 1997. Trong khi có bằng chứng cho
thấy rằng Thái lan nới lỏng mức độ can thiệp từ cuộc khủng hoảng tài chính năm 1997,
nhưng chủ động can thiệp và được coi là chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý. Trong phần
trình bày ngắn ngọn này chúng ta hoàn toàn bác bỏ giả thuyết “sáo rỗng”.
Indonesia, Thái Lan và Hàn Quốc chính thức tuyên bố theo đuổi chiến lược lạm phát mục
tiêu như bám chặt vào chính sách tiền tệ trong suốt thời kỳ sau khủng hoảng tài chính
1997. Điều này được xác nhận trong nghiên cứu của Sharma và Siregar (2008), tuy nhiên
vẫn có những biến động trong tỷ giá hối đoái, cái được xem như là phản ứng của Ngân
hàng trung ương Thái lan và Indonesia đối với chính sách lạm phát mục tiêu. Điều này
cũng trở nên thú vị cho những nghiên cứu trong tương lai để kiểm tra quan hệ giữa chế độ
tỷ giá hoái đoái cố định với lạm phát mục tiêu, một chính sách phù hợp với những nền
kinh tế Đơng Á.