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, Rez a 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, M alaysia
Victor Pontines1 and Reza Y. Siregar2
Tháng 09 năm 2009
Tóm tắt:
Do thiếu thông tin công khai đối với sự can thiệp trên thị trư ờng ngoại hối, chúng tôi
đề xuất một chỉ số về sự can thiệp của Ngân hàng trung ương trên thị trư ờng ngoại hối
để p hân loại chế độ tỷ giá hối đoái đối với bốn nền kinh t ế Đông Á. Chúng tôi cũng
xem xét lại tranh luận liệu các nư ớc 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 không. Có bằng chứng
về sự dịch chuyển chính sách sang chế độ tỷ giá thả nổi: tự chủ hay là nhữ ng sứ c ép
tiền tệ ? Nhữ ng nghiên cứu của chúng tôi đã loại bỏ hoàn toàn nhữ ng giả thuyết “sáo
rỗng”.
1. Gi ới 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 Sturz enegger (2005)). Ở khía
cạnh hẹp hơn thì động lực nằm s au những cố gắng này là những thiếu sót trong báo cáo
thường niên về sự sắp đặt tỷ giá hối đoái và hạn chế h ối đoái của quỹ tiền tệ thế giới
(IM F).
Tuy nhiên một sự cấp bách được đặt ra là xây dựng m ột chế độ tỷ giá khỏe mạnh. Với
nhữ ng quốc gia đang phát triển đã tự do hóa nền kinh tế của họ hai thập kỷ vừa qua.
Trong những t hời kỳ kinh tế phát triển, tự do hóa tài chính có tác động mạnh đến chế độ
tỷ giá. Những công trình nghiên cứu trư ớc 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.
Công trình nghiên cứ u của Di Giovanni và Shambaugh (2008) đã đưa ra bằng chứng về
cái giá thự c tế phải trả cho việc đánh mất quyền tự chủ tiền tệ đi kèm với chính sách tỉ giá
hối đoái cố định. Họ chứng minh rằng t ăng trư ởng sản lư ợng thực hàng năm của t ất cả
các quốc gia (cả các nền kinh tế p hát triển và đ ang phát triển) có chế độ tỷ giá cố định
tương quan nghịch với lãi suất của các đối t ác thương m ại chủ yếu.
Tuy nhiên, mối quan tâm ở đây, là nhận diện chế độ tỷ giá. Chúng ta có t hể ước tính được
độ linh hoạt của chế độ tỷ giá hối đoái của một quốc gia trong thời gian qua hay không?
Hơn nữ a chúng ta có th ể phân loại chế độ tỷ giá hối đoái thự c của các nước và t ách biệt
sự linh hoạt trong chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý không? Calvo v à Reinhart (2002) đã
chỉ ra rằng nhiều nư ớc công bố chế độ tỷ giá hối đoái 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 đoái thực
đã làm cho các phân tích không chuẩn xác và do đó làm sai lệch sự hiểu biết về mố i quan
hệ giữ a chế độ tỷ giá hối đoái và toàn bộ lợi ích của sự tự do hóa tài chính đối với sự phát
triển kinh t ế trong nư ớc. Mặc dù có nhiều nỗ lực để phân loại các chế độ tỷ giá hối đoái, tuy nhiên chúng t a dường
như không có những kết luận thuyết phục (Bảng 2). Kawai và Akiyama (2000) đưa ra ví
dụ về sự p hân loại không thuy ết 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 n ổi hoàn
toàn. Thêm vào nữa là nhữ ng khuyết điểm liên quan đến phương pháp kiểm định, đặc biệt
với những giả định thống kê thực nghiệm, thường được tìm thấy trong nhữ ng 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 đoái
được t hực hiện ở 4 quốc gia Đông Á: Indonesia, Hàn Quốc, Singapore và Th ái Lan, thông
qua kiểm tra các hoạt động can th iệp thị trư ờng ngoại hối của các nhà điều hành tiền tệ
của mỗi nư ớc. Vì có sự vắng m ặt của thông tin công khai về thời điểm và kích kỡ của sự
can thiệp vào thị trư ờng ngoại hối trong suốt thời gian quan sát, nên việc đầu tiền là xây
dựng một chỉ số can thiệp thị trư ờng ngoại hối của Ngân hàng trung ương bằng cách sử
dụng những khái niệm được Girton-Roper (1977) giới thiệu.
Để tìm ra t ính bất ổn định các thành phần khác nhau của chỉ số can thiệp trong suốt thời
gian nghiên cứu, chúng tôi áp dụng mô hình Markov-Swit ching ARCH (SWARCH). Cách
tiếp cận theo lối kinh nghiệm này bắt đầu từ những nghiên cứu trư ớc đây nổ lực xây dựng
công cụ đo chỉ số của sự can t hiệp ( xem phần ví dụ, Weymark (năm 1 997) và Bayoumi và Eichengreen (năm 1998)) 3. Ứng dụng mô hình SWARCH cho phép chúng t a tránh các
phân tích ở trạng thái tĩnh để hiểu đư ợc sự thay đổi trong chính sách tiền tệ ở những nước
Đông Á này. Kết quả từ mô hình SWARCH cũng cho thấy sự thay đổi chế độ tỷ giá và
các công cụ được sử dụng.
Có lần chúng tôi đã đư a ra chỉ số can thiệp cho mỗi quốc gia, công việc t iếp theo là tính
toán các ngưỡng can thiệp cho mỗi đồng tiền. Ý tư ởng ở đây là để ư ớc tính một ngưỡng
mà chúng ta có thể p hân loại một cách có hệ t hống, ở một chế độ tỷ giá được đặc trưng
bởi những can th iệp quá mức của các nhà điều hành chính sách tiền tệ và tách biệt nó ra
so với chế đ ộ can thiệp thị trường thị trường ngoại hối ở mức độ thấp. Đưa ra tính đa
dạng tiềm năng giữ a diễn biến của bốn loại tiền t ệ 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 vự c” cho tất cả các loại tiền tệ mà không 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 th am 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 t a áp dụng thuyết giá trị cự c đại (EVT) và sử dụng công thức ước lượng
điều chỉnh của Huisman, Koedijk, Kool, và Palm ( năm 2001) - viết tắt là HKK P. Việc áp
dụng HKKP cho phép chúng ta có các phân tích nhất quán, ngay cả với kích cỡ mẫu
tương đối nhỏ.
Việc xây dựng chỉ số can thiệp và sự đánh giá chúng m ột cách nghiêm ngặt cho phép
chúng ta có thêm những hành động đánh giá cốt yếu chính sách tỷ giá hối đoái. Thay vì
chỉ đư a ra những bằng chứ ng rằng các nư ớc chịu ảnh hưởng cuộc khủng hoảng ở Đông Á
này đã chuyển sang chế đ ộ tỷ giá linh hoạt hơn trong những năm gần đây. Những băn
khoăn về chính sách sẽ đ ược 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 nguy ện”, không phụ thuộc vào
nhữ ng áp lực mạnh của thị trường đối với đồng nội tệ. Nghiên cứ u của chúng tôi cũng
hướng tới việc kiểm tra thêm mức độ và độ tín nhiệm cam kết của N gân hàng trung ương trong việc chuyển sang chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn. 4
Bố cục b ài 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 dự ng chỉ số can
thiệp. Hai công cụ quan trọng thực nghiệm là: mô hình SWARCH và thuy ết giá trị cực
đại (EVT) đư ợc thảo luận trong phần 4. Dữ liệu và k ết quả kiểm tra t hực 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 t ế Đông Á trong phần 6. Cuối cùng là p hần kết luận bài
nghiên cứ u.
2. Tóm tắt l ý thuyết
Các nghiên cứu trước đây đã kiểm tra các sắp đặt tỷ giá thự c t ế ở hầu hết các nước Đông Á
bằng 02 cách (Bảng 1). Cách t hứ 1 là sử dụng mô 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 m ô hình hồi quy (1993,1994,1995) được Frankel và Wei đưa ra
phương trình sau:
Trong đó:
t: là thay đổi hàng tháng trong hàm Log tỷ giá của đồng tiền j ở tháng t
∆ej
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, UK P : là đồng tiền tương ứng của các nư ớc Mỹ, Đức, Nhật, Pháp,
Anh.
Tất cả tỷ giá hối đoái đư ợc biểu diễn dưới một đồng tiền nhất định, thư ờng là Franc thụy sĩ.
Bằng trực giác ta thấy các hệ số ư ớc lượng giải thích trọng lư ợng 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 d ụng một đồng tiền cụ thể hoặc một
rổ tiền tệ để ổn định tỷ giá hối đoái.
Mô hình của Frankel-Wei cũng không tránh khỏi sử chỉ trích. Ngư ời đầu tiên là McCauley
(2001) chỉ ra rằng các hệ số ước lư ợng (tỷ trọng) đối với đồng USD cao không có nghĩa là
nhữ ng đồng tiền này neo chặt vào đồng U SD. Những số liệu thống kê này cho rằng: tiền tệ
của các nư ớc Đông Á thuộc khối đồng U SD, “hoặc ít nhất thì chúng cũng không phải từ
chỗ khối đồng USD sang khối đồng EURO (McCauley, trang 47). Cơ sở mà McCauley
phân biệt giữa thành viên trong khối t iền t ệ với sự neo chặt vào đồng tiền thự c t ế nào đó là
“tiền tệ có thể thả nổi ho àn toàn và v ẫn có thể phụ thuộc vào một khối tiền tệ a nào đó”
(trang 46). Tranh luận còn tiến xa h ơn “Nếu đồng t iền 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 (tran g 46)”
Chỉ trích thứ hai là việc lựa chọn đồng tiền làm thư ớc đo. Vấn đề ở chỗ là đồng tiền được
chọn làm thư ớc đo không 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 thư ớc đo tiền tệ có m ối 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 đoái thông qua thước đo đư ợc mô tả dưới hình thức thống kê n hư: 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 còn thông qua hành động can thiệp
trên thị trường ngoại hối, chính sách tiền tệ tác động đến nhữ ng dịch chuyển trong tỷ giá
danh nghĩa. Có rất ít các nghiên cứ u (ví dụ, Baig (2001) và Hernandez và M ontiel (2003)) đã trực tiếp sử dụng phư ơng pháp tiếp cận này6. Tuy nhiên, hai nghiên cứ u cũng có những
hạn chế riêng của nó.
Thứ nhất , nhữ ng 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 quân và
nó chỉ là m ột 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 b ất thường của chuỗi số liệu
dự báo về tỷ giá hối đoái và lãi suất đã đư ợc nhận diện một cách rõ ràng.
Thứ hai, phần thự c hành của những nghiên cứ u 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 nư ớc 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 t iếp cận chi tiết, chúng ta sẽ xác định ba dự báo quan trọng: dự trữ
ngoại hối, lãi suất và tỷ giá hối đoái 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 ư ơng trong mỗi
quốc gia. Hai phư ơng pháp được sử dụng là mô hình M arkow-Switching ARCH và thuyết
giá trị cực đại để đo lư ờng chỉ số, và ư ớc lượng hợp lý các ngư ỡng 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 thông qua những kênh khác. Nếu có áp lực thị trư ờng
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 t ệ sẽ mất giá mạnh. Tuy nhiên, tại thời điểm khác, sự t ấn công có
thể bị đẩy lùi hoặc đư ợc khắc phục thông qua việc t ăng lãi suất và /hoặc cắt giảm dự trữ
ngoại hối.
Do đó, sự bất ổn định riêng trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa không hoàn t oàn bao hàm đầy
đủ quy mô của các cuộc tấn công đầu cơ, không bao gồm các cuộc tấn công không thành
công. Các chính sách của Chính phủ được thực hiện thông qua chính sách lãi suất trên thị
trường tiền tệ và mua bán trên thị trường ngoại hối, để giảm bớt biến động m ạnh tỷ giá hối
đoái. Theo cách thức đó, việc nhìn nhận từng phần: dự trữ ngoại hối và lãi suất s ẽ cho ta
cái nhìn riêng về mức độ nghiêm trọng các cú sốc trong nền kinh t ế.
Dựa trên ý tư ởng Girton-Roper (năm 1977), chúng ta có thể tạo ra hai công cụ đo lư ờng.
Thứ nhất, bằng cách kết hợp các thông tin thu th ập 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 đ o về
khuynh hư ớng điều hành chính sách t iền tệ can thiệp và q uản lý các biến động của đồng
nội tệ. T hứ hai, chúng t a cũng có thể bổ sung các thông t in về tỷ giá hối đoái, biến động
của đồng nội t ệ cùng với các m ục tiêu can thiệp của nhà đ iều hành chính sách tiền tệ để
xây dự ng m ột ước t ính hợp lý về quy mô của cuộc tấn công tiền t ệ, hoặc là chỉ số về áp
lực trên thị trư ờng ngoại hối (EMP).
Điều quan trọng cần lưu ý là định nghĩa EM P trong nghiên cứu của chúng ta giống như
định nghĩa của Weymark (năm 1997), áp lực thị trư ờng ngoại hối đo lường tổng vư ợt mức
cầu về đồng nội t ệ trên thị trường quốc tế cũng như y êu cầu thay đổi tỷ giá hối đoái để loại
bỏ mức dư thừ a về cầu trong trường hợp không có sự can thiệp của nhà điều hành chính
sách tiền tệ. Girton-Ropter (1977) thay định nghĩa EMP như là một p hép đo mứ c vư ợt cầu
về tiền trong t hị trường tiền tệ trong nư ớc, do vậy chỉ t ập trung vào áp lự c phát sinh từ nền
kinh tế trong nước.
Để xây dự ng 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 đoái 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 thông tin
về bản chất của thị trư ờng và lập trường chính sách.
Tiếp theo, lấy tỷ lệ xác suất có điều chỉnh của trạng thái bất ổn định cao có can th iệp của
các n hà điều hành chính sách tiền tệ và áp lự c thị trường ngoại hối, chúng t a có chỉ số can
thiệp của các nhà điều hành chính sách tiền t ệ (phương trình 2):
exr , pH
reserves , pH
int r : là xác suất có điều chỉnh trong điều kiện thay đổi của tỷ giá hối
INTV: chỉ số can thiệp của các nhà điều hành chính sách tiền tệ
exr + pH
reserves + pH
int r ) thể
Với pH đoái, dự trữ và lãi suất ở thời kỳ biến động cao (t). Mẫu số (pH
hiện xác suất có điều chỉnh của áp lực cao trên thị trư ờng ngoại hối đối với đồng tiền. Đó là
exr ) và xác suất
xác s uất của tổng các áp lự c 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 (pH
int r) (Glick và Wihlbourg, 1997)
reserves + PH
có điều chỉnh của biến động cao của hoạt động chính sách tiền t ệ trên thị trư ờng ngoại hối (pH
Chỉ số INT V của chúng tôi chỉ ra rằng khi ph ân tích chính sách tỷ giá hối đoái, việc kiểm
tra một cách đơn lẻ về tỷ giá hối đoái cung cấp cho chúng t a chỉ là m ột một phần của bứ c
reserves + p H
int r ),
tranh. Sự biến động của tỷ giá hối đoái có thể là thấp vì các chính sách của chính phủ thể hiện qua chính sách tiền tệ và các can thiệp trên thị trư ờng ngoại hối (pH
int r ). Vậy, để phân loại chính sách tỉ giá hối đoái của một nư ớc,
reserves + pH
exr + pH
hoặc là vì có mối quan hệ của một vài cú sốc hoặc áp lực vừ a phải trên thị trư ờng ngoại hối (pH
tối thiểu nhất chúng t a cần có cái nhìn tổng quan về thông t in được chuy ển như ợng bởi sự
thay đổi tỷ giá hối đ oái và nhữ ng hành vi can t hiệp của ngân hàng trung ương. (Willett,
năm 2004)
Một số lợi ích của v iệc 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 mô hình trước đó, chẳng hạn như
nhữ ng mô hình của Bayoum i và Eichengreen (năm 1998) và Weymark (năm 1 997) chỉ ra
việc thư ờng xuyên điều chỉnh tỷ giá hối đoái để bảo vệ đồng nội t ệ, đặc biệt là trong suốt
thời kỳ có nhữ ng áp lực nặng nề lên thị trư ờng nhằm chống lại đồng nội tệ, điều này m ang
tính thiết yếu khi chúng tối bao gồm công cụ chính sách này trong chỉ số INTV của chúng
tôi.
Thứ hai, các nghiên cứu trư ớc đây xây dự ng các chỉ số của họ về áp lự c thị trư ờng 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 đoái, hoàn toàn có thể chi phối những biến khác, các chỉ số đầu nhấn
mạnh vào sự ảnh hư ởng của ba biến số/thành phần của chỉ số. Sự ảnh hưởng đư ợc luân
phiên thay đổi từ một nghiên cứ u này sang nghiên cứu khác và nó thường không chỉ ra rõ
ràng là sự ảnh hư ởng đã được tính t oán như t hế nào.
Ngư ợc lại, chỉ số INTV của chúng tôi dựa vào xác suất của từng thành phần của trạng t hái
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 đ ộ tỷ giá h ối 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 m inh 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 ư u tiên, thời gian của cuộc tấn công đầu cơ hoặc sự thay đổi đột ngột từ một chế độ
tỷ giá h ối đoái sang một chế độ khác. Sự năng động của các xác suất có điều chỉnh của
mỗi biến có nghĩa là chỉ số INT V sẽ nắm bắt đư ợc 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 t ăng tr ong 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 s ẽ đư ợc trình bày trong phần thự c 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 lư ợng của các biến "yếu tố quyết
định", đặc biệt là b iến dự trữ ngoại hối và lãi suất. Vì không có thông tin công khai về sự
can thiệp vào thị trường ngoại hối, chúng t ôi học tập Calvo và Reinhart (năm 2002) trong
việc sử dụng nhữ ng thay đổi trong dự trữ như biện pháp không hoàn hảo của sự can thiệp
về ngoại hối, trong khi sự can thiệp trong thị trư ờng tiền tệ lại đư ợc đo bằn g nhữ ng thay đổi trong lãi suất.12
Các chỉ số là không hoàn hảo cũng như chúng t a nhận ra rằn g không phải tất cả chuyển
động hoặc thay đổi trong dự trữ hoặc lãi suất là d o 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 th ông báo công khai các hành động can t hiệp tỷ giá hối đoái thực t ế của họ. Đây là
nhữ ng cơ quan chính sách t iền tệ lớn từ các nền kinh tế công nghiệp hóa, như Nhật Bản, Hoa Kỳ, Thụy Sĩ, Canada và Úc.13 Không 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. SWARC H và thuyết trị gi á trị cực đại
4.1. M ô hình chuyển đổi Markov-ARC H (SWARCH)
Hamilt on và Susmel (1994) đã đề xuất mở rộng mô hình ARCH, mô hình m ới này có
thể h ợp nhất với sự chuyển đổi chế độ tỷ giá. Trong mô hình của họ, các thông số của
mô 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 chuy ển đổi
ARCH hay mô hình SWARCH. Từ nghiên cứ u này, cách trình bày Markov cho phép
chúng ta sắp xếp nhữn g 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.
t)
Mô hình SWARCH có thể đư ợc mô t ả bởi hệ thống của phương trình sau đây:
t) phụ thuộc tuyến tính vào độ lệch bình phương q , tức là (u2
t-i ). Theo mô hình
Phương trình (3) thừ a nhận rằng thu nhập (rt) theo s ơ 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 (h2 mà (h2
chuẩn ARCH, các tham số là hằng số trong các chế độ tỷ giá. Tuy nhiên, trong mô hình
SWARCH, thì các tham số ARCH được p hép chuyển đổi nội sinh giữa các trạng thái
riêng biệt (K). Sự dịch chuy ển 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, m ột 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 t ại st so với trạng thái
biến động thấp.
Hamilt on và Susmel (1994), st được giả định theo một mô hình K-M arkov ban đầu, nó có
thể đư ợc mô tả bằng xác suất chuy ển 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 t hái j. Định nghĩa
ma trận chuy ển đổi xác suất như sau:
Tổng các phần tử trong mỗi hàng của ma trận ở trên bằng 1.
Một trong nhữ ng mục tiêu của mô hình SWARCH là để dự đoán xác suất xuất hiện trạng
thái trong từng thời kỳ, nó được Hamilton và Susm el (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 thông
tin có sẵn hoặc quan sát tại thời gian (t) được gọi là “xác suất lọc”. N goài ra, các kết luận
sử dụng t ất 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 s ố INT V (phư ơng trình 2) được biểu diễn thông 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 đ ộ tỷ giá trước và sau
năm 1997. Nhiệm vụ ở đây là tính toán 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 ngư ỡng hợp lý ở mứ c độ cao và thấp của chỉ số INTV,
thì việc phân loại các chế độ tỷ giá dựa trên chỉ số can th iệp sẽ được thực hiện th eo một
cách không chính thứ c.
Phương pháp thông thư ờng t ạo 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 M ontiel (2003) đã sử dụng các ngư ỡng 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. T uy 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 ngư ỡng với những số liệu thống kê phù hợp với các cấp độ INTV cơ
bản, chúng tôi sử d ụng phương pháp của thuyết giá trị cực đại (EVT). Đây là một cách
tiếp cận phi tham s ố cho phép chúng ta tạo ra các ngưỡng cực đại/cao và cự c t iểu/thấp
của chỉ số INTV cho trường hợp của m ỗi nước m à không có bất kỳ giả định nào về sự
phân phối.
Từ cỡ quan sát tương đối nhỏ, chúng tôi áp dụng phương pháp ước lư ợng điều chỉnh số
dư chỉ số do Huism an, Koedijk, Kool và Palm (2001) đề xuất - gọi tắt là HKK P. Phư ơng
pháp HKKP được xuất phát từ những ước lượng của Hill (1975)
Chúng tôi 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 t ồn t ại ư ớc 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 th eo k. Tương tự phương sai tiệm cận của hệ số Hill là (1/k). Nhìn chung vấn đề sẽ
chỉ đư ợc giải quyết khi kích cỡ của m ẫu k tiến tới vô cùng.
Đối với nhữ ng mẫu quan sát nhỏ của chúng ta, HKK P (2001) giới thiệu m ột ước lư ợng
có thể giải quyết vấn đề cần thiết để lựa chọn được k t ối 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 ư ớc lượng. ε(k) là giới hạn vi phạm. HKKP (2001)
cũng đưa ra hệ số ước lượng điều chỉnh của Hill tương đối tốt v ới giá trị của k quanh giá trị (n/2). Theo nghiên cứu thực nghiệm, chúng tôi đề n ghị tính toán giá trị Y(k) với k nằm trong khoảng từ 1 tới k (gần bằng n/2).
Do sự cần th iết phải tính toán ngưỡng “ cao” và “thấp’ của chỉ số INT V, chúng tôi lựa
chọn k đối với ngư ỡng cao sẽ bao hàm nhữ ng quan sát cao (hoặc lớn) của Y , suy ra chỉ
số INT V lớn/cao. Ngược lại với ngư ỡng t hấp sẽ là nhóm quan sát với giá trị thấp nhất
của Y.
Để ước lư ợng phương trình (9), HKK P (2001) đã đưa ra trọng số bình phư ơng nhỏ nhất -
Weighted Least Squares (W LS), thay cho bình phương nhỏ nhất thông thường -
Ordinary Least Squares (OLS), để loại bỏ sai số tiềm ẩn trong giới hạn vi phạm ε(k) của
phương trình (9). T rọng 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 lư ợng 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 mụ c tiêu chính
và cách tiếp cận theo lối thực nghiệm s ao cho hợp lý. Rõ ràng là những ư ớc lượng can
thiệp chỉ số (phư ơng 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 Đông
Á từ tháng 01/1985 đến tháng 08/2007. Vì vậy thay vì tính toán 4 quốc gia đồng loạt,
thích hợp hơn khi ư ớc lượng sự can thiệp riêng lẻ đ ối với mỗi quốc gia. Hàng loạt lý do
thích hợp đã chỉ ra tại sao kiểm tra đối với từng nư ớc 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 m ỗi 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
công cụ chính sách tiền t ệ đư ợc sử d ụng 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 T hái Lan là
tỷ giá hàng tháng được biểu diễn bằng tiền nội tệ so với USD. Lãi suất thị trư ờng tiền tệ
qua đêm đư ợc sử dụng như là thước đo lãi suất trong nư ớc, và lư ợng ngoại tệ nắm giữ
được coi là dự trữ ngoại hối. Mẫu quan sát thực hiện từ tháng 01/1985 đến tháng
08/2007, đư ợc 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 còn bao gồm một s ố th ông tin như: độ lệch chuẩn, hệ số bất đối
xứng (skewness coefficient), Hệ số độ lồi (kurt osis), và hệ thống kiểm định chuẩn
Jarque-Bera (JB), kiểm định Ljun g-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 tư ơng quan ngoại trừ Indonesia (dự
trữ), Hàn Quốc (dự trữ) và Singapore (tỷ giá v à lãi suất). Số liệu thống kê LBS (Ljung-
Box) chỉ ra mứ c 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 mô hình ARCH.
5.2. Kết quả kiểm định của mô hì nh SWARC H và chỉ s ố INTV
Tiếp theo chúng t a sẽ tiến hành sử dụng mô hình SWARCH của Hamilton và Susmel
(1994). Bảng 3-5 trình bày các ư ớc 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 t hực hiện trong cả hai trư ờng 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 m ô tả
những điều kiện biến đổi, chiến lược m à Krolzig (1997) đã theo đuổi. Điểm đầu tiên là
kiểm nghiệm giả thuyết vô hiệu: không có chuyển đổi chế độ (m=1) so sánh với một giả
thuyết khác là có chế độ chuy ển đổi (m=2). Kết quả của kiểm đ ịnh cho giả thuyết không
có chuy ển đổi chế độ là tỷ lệ gần đúng được so sánh giữ a mô hình ARCH chuẩn với mô
hình chuyển đổi M arkov ARCH. Trong tất cả các trường hợp kiểm tra chỉ số gần đúng
cho rằng giả thuyết không có giá trị của không chế độ chuyển đổi bị từ chối.
Chúng t a tiếp tục thực hiện kiểm định giả thuy ết 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 lư ợt, 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 t iền rupia của indonesia và lãi suất thị
trường tiền tệ qua đêm của Hàn quốc. Các hệ số đư ợc ước lư ợng là phổ biến trong thống
kê (bảng 3-5). Ước lư ợng 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 đ ộ 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 toán là khoảng thời gian
mong đợi của mỗi một trạng thái thay đổi bằng (1/(1-p ii)). Ví dụ, trạng thái 1 đối với đồng rupia của Indonesia đư ợc mong đợi trung bình là sau (1-0.94)-1 ≈ 17 tháng, trạng
thái 2 được mong đợi t ới sau 10 tháng, và trạng thái 3 là sau 25 tháng (bảng 3). Do vậy
trạng thái 3 (trạng t hái cao nhất của sự bất ổn định) sẽ dài hơn trạng thái 1 (mức độ thấp
của bất ổn định) và trạng thái 2 (mứ c 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 m ô 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 toán các xác suất
ước lư ợng đối với nhữ ng t hay đổi lớn của tỷ giá hối đoái, dự trữ và lãi suất trong suốt
thời gian quan sát. Từ nhữ ng xác suất ư ớc lư ợng này, chỉ số can thiệp (INTV) có thể xây
dựng phù hợp cho mỗi nước (Số liệu 1-4). Một chỉ số can t hiệp 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
không là nhữ ng 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 t hấp. Vì vậy phương pháp EVT đư ợc sử d ụng.
Sử dụng khái niệm thuyết giá trị cực đại đư ợc thảo luận trư ớc đây, chúng ta có thể tính
chỉ số can thiệp cực đại và cực tiêu cho mỗi nư ớc. Các số liệu ở Bảng 6 thể hiện ngưỡng
chỉ số INT V sâu nằm trong khoảng gần nhau, từ 89% đối với trường hợp của Indonesia
cho tới 98% đối với Singapore. N gược lại, chúng ta t ìm thấy dãy các ngưỡng cho chỉ số
INTV thấp. Kết hợp lại, ngư ỡng chỉ số INTV thấp đối với Hàn Quốc khoảng 10%.
Ngư ỡng cự c tiểu cho chỉ số INTV ở Singapore đư ợc ước lư ợng khoảng 69%. Việc mở
rộng dãy các ngưỡng nhấn mạnh tầm quan trọng của việc ư ớc lượng các ngư ỡng riêng
.
biệt, trư ớc 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 đư ợc nhận ra là chỉ số INT V ít nhất (hầu hết) xoay quanh
mức 90% (10%) được cho là viễn cảnh can thiệp cao (t hấp). Có 2 nhân tố căn bản của chỉ
số INT V cao:
reserves + pH
int r), dẫn đến ổn định đồng
a. Viễn cảnh 1: Nỗ lực can thiệp sâu và thành công. M ột chỉ số can thiệp (INTV) sâu
exr) thấp). Chúng ta kết luận: một sự cố gắng trong can thiệp và
được t ạo ra bởi giá trị cao của biểu thức (pH nội tệ (xác suất (p H
cân đối lự c thị trư ờng của ngư ời điều hành chính sách tiền tệ tạo nên thành công
trong việc giới hạn t ính linh động của tỷ giá hối đoái.
b. Viễn cảnh 2: trường hợp không đi đến kết luận. Một chỉ số can thiệp (INTV) sâu do
int r) và (pH
reserves + pH
exr + pH
int r).
reserves + pH Trường hợp này khó đư a ra kết luận về những cam kết củ a của các nhà điều hành
giá trị thấp của cả hai biểu thức (pH
chính sách tiền t ệ. Tình huống có t hể xãy ra khi không có cú sốc đáng kể trên thị
trường ngoại hối, do đó không có hành động can thiệp thị trường ngoại hối đáng kể
int r) thấp, hoặc thiếu các chính sách can
reserves + pH
nào được đảm trách bởi nhà điều hành chính sách tiền t ệ. Do đó không thể nói nhiều về chính sách khi giá trị (p H
+ pH
reserves + pH
int r) thấp.
exr
thiệp, xảy ra bởi vì không cần sự can thiệp khi mà thị trư ờng ổn định, được phản ánh bởi giá trị (pH
Ở một thái cực khác, chúng t a phải ư ớc lư ợng ngư ỡng vùng nhỏ nhất của chỉ số INTV,
reserves + p H
int r)
gọi tắt là viễn cảnh 3. Hàng loạt ngư ỡng INTV thấp được lựa chọn từ 4 nước Đông Á,
int r), chúng ta chắc chắn rằng việc điều
reserves + pH
exr + p H
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 (INT V) thấp do giá trị thấp của biểu thức (pH và giá trị lớn của biểu thứ c (p H
hành chính sách tiền tệ lựa chọn chính sách tỷ giá thả nổi.
Tuy nhiên chúng ta cũng phải thêm m ột dự báo ở đây. Trong một số trư ờng hợp, chúng ta
không thể đư a ra kết luận chính xác r ằng N gân hàng trung ương có chủ động thông qua
chính sách thả nổi. Ví dụ, trong t ình huống có một xác suất cao về biến động lớn của
đồng nội t ệ và một xác suất thấp của sự thành công trong việc can thiệp thị trư ờng ngoại
hối, n hà làm chính sách sẽ miễn cưỡng can thiệp vào thị trư ờng 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 t hành chỉ số để thúc ép nhiều
thông tin về bản chất thị trư ờng và lập trư ờng chính sách tiền t ệ.
Từ việc thêm vào 3 xác suất trư ớc tiên, chúng ta cũng có thể thêm vào một viễn cảnh nữa
(viễn cảnh 4) để nắm bắt thời kỳ có áp lực thị trư ờng ngoại hối cao, bao gồm cả những
thời kỳ khủng hoảng tài chính và tiền t ệ. Điều quan trọng nữa là chúng t a 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 ngư ỡng thấp và cao (cao >
int r) là khá cao. Tr ong suốt thời kỳ bất ổn định và khủng hoảng, các
reserves , pH
exr , pH
int r) cao). T uy nhiên các cuộc tấn công đồng tiền nội tệ rất
reserves + p H
INTV > thấp). T ình huống này xuất hiện khi ít nhất 2 trong 3 nhân tố của chỉ số INTV (pH
exr cao, do vậy nên giữ chỉ số can
nhà điều hành chính sách t iền tệ thường chủ động trong việc giữ ổn định đồng nội tệ (vì vậy biểu thức (p H khốc liệt, phản ảnh qua tỷ giá biến động liên tục - pH
thiệp nằm giữa ngưỡng nhỏ nhất 10% và ngư ỡng lớn nhất 90%.
6. Các kết quả thực nghiệm nói gì về chế độ tỷ gi á hối đoái
6.1. Indonesia
Chỉ số can t hiệp liên tục cao trong suốt thời kỳ 1985 đến 1996: trên 0.9, dư ờng 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 đư ợc 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 ư ơng Indonesia thự c hiện chế độ tỷ giá cố
định – viễn cảnh 1.
Để đư a ra một ch ế 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 n goại
exr ) và chỉ số can th iệp mức cao (pH
int r). Từ những xác suất có điều chỉnh
hối và dự trự ngoại hối thiết yếu để quản lý đ ồng Rupiah, nhưng không hiệu quả. Đồng Rupiah (P exr H) tăng mạnh lên mứ c 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 mứ c dưới trung bình ngư ỡng lớn nhất được t ạo bởi áp lực tỷ giá bất ổn reserves + pH (p H này, chúng ta có thể kết luận rằng thị trư ờng ngoại hối Rupiah trải qua hầu hết với áp lự c
, pH
int r) dao động trong khoảng 0.969 tới 0.989.
reserves , p H
exr
bất ổn của đồng tiền trong năm 1998, với mỗi nhân tố trong 3 nhân tố của chỉ số can thiệp (INTV): (pH
Từ đầu năm 2002 t ới 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 t ới 2006. Điều quan trọng
hơn nữa là k hoảng 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 d ao động của đồng Rupiah.
6.2. Hàn Quốc
Nhìn vào Bảng 8 và số liệu 2, xác suất có điều chỉnh của chỉ số (INT V) thời kỳ 1985 đến
1994 là cao cho thấy điều hành chính sách tiền tệ luôn chủ động để cố định đồng Won-
int r cao. Bước vào năm 1990, điều hành chính sách tiền tệ ở Hàn quốc gọi là hệ thống
viễn cảnh 1. Vai trò của chính sách lãi suất nổi bật trong suốt thời kỳ này, khi mà đề xuất pH
thị trường trung bình (MARS), nơi m à tỷ giá danh nghĩa won/ dola đư ợc phép dao động
trong mứ c cụ thể xung quanh tỷ giá cơ bản đư ợc xem xét hàng ngày (Dornbusch và Park
1999). Khi hệ thống này lần đầu tiên đư ợc 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 đư ợc nới rộng ra ± 2.25%.
Với chỉ số INTV trung bình trên 90% và xác suất trung bình của đồng won là 0%, N gân
hàng trung ư ơng 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, m ặt dù các nhà điều hành chính sách
tiền t ệ có gắng chủ động điều chỉnh lãi suất. Chỉ số (INTV) trung bình trong 2 năm này
int r được duy trì liên tục ở mứ c cao nhưng chúng ta
có sự s ụt giảm lớn khoảng 0.54, như là kết quả của áp lự c mạnh mẽ trên thị trư ờng ngoại hối. Xác suất có điểu chỉnh của pH
vẫn phân loại thời kỳ này là thời kỳ tỷ giá cố định, mặc d ù N gân hàng trung ương ít
thành công trong việc kiểm soát tính bất ổn của đồng won so vơi thời kỳ trư ớc đó.
Ngày 20/11/1997, một cảm nhận rõ ràng về áp lự c gia tăng khủng hoảng tiền tệ Đông á
giai đoạn 1997, Ngân hàng trung ư ơng Hàn quốc nới rộng biên độ giao động tỷ giá
reserves
±10%. Cộng với chính sách lãi suất, các nhà điều hành chính sách tiền tệ bắt đầu chủ động quản lý thị trư ờng mở bằng việc bán dự trữ ngoại hối. Xác suất của dự trữ p H
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 thông báo chính thức bị khủng hoảng.
int r), đạt ở mức độ cao
exr , p H
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 củ a chỉ số (INT V): (pH
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 m ạnh 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 mứ c xác suất có điều chỉnh cho tất cả thành phần của chỉ số INT V thời kỳ
1997-1998 phù hợp với viễn cảnh 4: viễn cảnh khủng hoảng.
exr >
Năm 1999, Hàn quốc bắt đầu quá trình hồi phục, và môi 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 (pH
99), sự can thiệp của N gân hàng trung ư ơng Hàn Quốc giảm rõ ràng so với thời kỳ 1997-
1998. Chỉ số INTV vẫn ở mứ c 15%, cao hơn m ột chút so với ngưỡng thấp của chế độ tỷ
giá linh hoạt.
Chế độ tỷ giá hối đoái năm 2000 đặc trư ng cho thời kỳ tỷ giá thả nổi/ linh hoạt, không có
int r. Sự bất ổn của thị trường đồng won, chỉ số INT V là
reserves , pH
bằng chứ ng cho thấy sự can thiệp của chính phủ , từ giá trị xác suất có điều chỉnh ở mứ c thấp của 2 biến số: pH
mức trung bình t hấp 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 m iêu tả chế độ tỷ giá hối đoái đư ợc sử dụng những
công 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 trư ờng 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 m ột phần trong năm 2001, chỉ số INTV của
Singap ore duy trì liên tục trên 90%. Những số liệu thống kê này đồng nhất giữa báo cáo
và nghiên cứ u tại Cơ quan quản lý tiền tệ Singap ore (M AS), cho thấy rằng MAS can
thiệp đều đặn định kỳ vào thị trư ờng ngoại hối với tỷ giá hối đoái mục tiêu nhưng không
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 t a cũng thấy
rằng MAS điều hành chính s ách lãi suất và dự trữ ngoại hối để quản lý tỷ giá h ối 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 công cụ chính của điều hành chính sách tiền tệ, điều này phản ánh
thông 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 m ột 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 N gân hàng trung ư ơng khác của các nư ớc 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 cự c
exr dưới 1% (viễn cảnh 1).
đối vơi thị trường tiền t ệ (thông qua điều chỉnh lãi suất) đã giúp xác suất trung bình có điều chỉnh của PH
Theo thự c nghiệm chúng t a cũng có thể kết luận rằng chế độ tỷ giá hối đoái đư ợc thự c
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 lự c 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 d ự trữ là cao. Mặc dù nỗ lực lớn trong việc can
thiệp, nhưng đồng Baht vẫn m ất giá trị so với USD và bất ổn định.
Từ năm 2000, chúng ta có bằng chứ ng về chế độ tỷ giá cố định ở mức độ thấp.Xác s uất
có điều chỉnh của INTV nằm giữa 0.42 và trên 0.06 một chút, thấp hơn nhiều so với thời
exr khoảng 0.99, loại trừ năm 2007. Do đó chúng ta cũng có thế kết luận
kỳ trước năm 1997, cũng thời gian này thị trường tiền tệ tiếp tục bất ổn định với xác suất của chỉ số PH
Ngân hàng trung ương Th ái 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 mứ c 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 nữ a, trong
khi hầu hết giai đoạn 2000-2004 can th iệp vào thị trư ờng t iền tệ chủ yếu qua việc điều
chỉnh lãi suất thì giai đoạn 2005-2006 được cho rằng các nhà điều hành chính sách t iền
tệ chủ động can thiệp thông qua dự trữ ngoại hối ở t hị trư ờng 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 cứ u này cũng nhấn
mạnh vấn đề khó khăn phải đối m ặt là việc xác minh chế độ tỷ giá thực đối với m ột quốc
gia.
Phần nghiên cứ u này cũng xem xét lại tranh luận về chế độ tỷ giá thực đối với ch ế độ tỷ
giá d anh nghĩa của 4 quốc gia Đ ông Á: Indonesia, Thái Lan, Singapore và Hàn Q uốc.
Nghiên cứu cũng m ở rộng so với những nghiên cứu trước về 2 mặt. Thứ nhất là sử dụng
mô hình SWARCH và hệ thống kiểm tra giá trị cực đại để ư ớc lượng mứ c độ can thiệp
vào tỷ giá hối đoái và nhữ ng ngư ỡng của nó. T hứ 2 là số liệu được cập nhật hàng ngày
bằng quan sát đến giữa năm 2 007.
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 thự c thời kỳ sau 1997. Ngư ợc lại, Indonesia và Singapore
lại trở về chế độ tỷ giá hối đoái cố định thời kỳ trư ớc 1997. T rong khi có bằng chứng cho
thấy rằng Th ái lan nới lỏng mức độ can thiệp từ cuộc khủng hoảng tài chính năm 1 997,
nhưng chủ động can th iệp 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 H àn 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 p hát mục tiêu. Điều
này cũng trở nên thú vị cho những nghiên cứu trong tương lai để kiểm tra quan hệ giữ a
chế độ tỷ giá hoái đoái cố định với lạm phát mục tiêu, một chính sách phù hợp với những
nền kinh t ế Đông Á.
