Tiểu luận: Châu Á ứng phó với bộ ba bất khả thi

Chia sẻ: Gnfvgh Gnfvgh | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:28

Thêm vào BST

Báo xấu

76
lượt xem 10
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tiểu luận: Châu Á ứng phó với bộ ba bất khả thi nhằm nêu tổng quan các nghiên cứu trước đây, phương pháp nghiên cứu và xử lý số liệu, vấn đề kiểm soát vốn, chế độ tỷ giá hối đoái. Bằng chứng về tính linh hoạt trong tỷ giá hối đoái của 11 nền kinh tế Châu Á.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tiểu luận: Châu Á ứng phó với bộ ba bất khả thi

Đ ẠI HỌ C KINH TẾ TH ÀNH P HỐ HỒ CH Í M INH VIỆN Đ ÀO TẠO S AU Đ ẠI H ỌC Đề tài: CHÂU Á ỨNG PHÓ VỚI BỘ BA BẤT KHẢ THI GVHD : TS. Ng uyễ n Khắc Quốc Bảo Nh óm 10 : L ớp NH Đ êm 2- K2 2 Tp.Hồ Chí Mi nh, tháng 06 năm 2013
MỤC LỤC I. GIỚ I THIỆU: 4 II. TỔNG QUAN CÁC K ẾT Q UẢ NGHIÊN CỨ U TRƯỚC ĐÂ Y 6 III. PHƯƠNG PHÁP N GHIÊN CỨ U VÀ XỬ LÝ SỐ LIỆU 6 1. Vấn đề kiểm soát vốn: 7 1.1 Kiểm soát vốn chí nh thức: 7 1.2 Tì nh trạng mở của các tài khoản vốn phi chí nh thức 10 2. Chế độ tỷ giá hối đoái: 16 2.1 Phương pháp: 16 2.2 Bằng chứng về tính linh hoạt trong tỷ giá hối đoái của 11 nền kinh tế Châu Á: 17 3. Phân tích chính sách: 21 IV. KẾT LUẬN : 25 TÀI LIỆU THAM KHẢO 28 Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 2
Tóm tắt: Trong bài báo này, tác giả nghiên cứu tự do hóa tài khoản vốn và tính linh hoạt tỷ giá hối đoái trong 11 nền kinh tế châu Á . Châu Á đã chậm chạp trong việc áp dụng chính thức tự do hóa tài khoản vốn, nhưng hiện tại đã có nhiều tiến bộ trong tự do hóa tài khoản vốn. Trong khi đã có sự tăng dần tính linh hoạt tỷ giá hối đoái, hầu hết các nền kinh tế châu Á vẫn tiếp tục áp dụng tỷ giá hoái đoái cố định. Sự kết hợp này của việc thúc đẩy hội nhập không chính thức tài khoản vốn mà không có s ự linh hoạt tỷ giá hối đoái nhiều hơn đã dẫn đến chính sách tiền tệ có tính chu kỳ, khi dòng vốn có tính chu kỳ. Bài viết này nhấn mạnh s ự cần thiết của một khuôn khổ chính sách tiền tệ phù hợp I / GIỚ I THIỆU: “ Bộ ba bất khả thi ” là mô hình lý thuyết quan trọng, nền t ảng trong kinh t ế học vĩ mô hi ện đại đư ợc Robert Mundell và Marc us Fleming phát triển tron g nhữ ng năm 1960. Lý thuyết này cho rằng một quốc gia chỉ có thể đạt được 2 trong 3 mục tiêu mà quố c gia theo đuổi, đó là : ổn định tỷ giá hối đoái, chính sách t iền tệ độc lập, tự do hóa tài khoản vốn. Hiện nay trên thế giới ngoại trừ các quốc gia trong khối liên minh Châu Âu, các quốc gia còn lại hầu hết lựa chọn tự do hóa tài khoản vốn, áp dụ ng tỷ giá thả nổi và chí nh sách tiền tệ độc lập. Vấn đề lựa chọn hai tron g ba mục tiêu của “bộ ba bất khả thi” ở Châ u Á có nhiều khác bi ệt giữa các quốc gia, đặc biệt là sự khác biệt giữ a các quố c gia như Trung Quốc, Ấn Độ, Hàn Quốc so với các quốc gia còn lại. Các điểm khác biệt quan trọng chẳng hạn như : chế độ tỷ giá được áp dụng, độ mở tài khoản vốn thậm ch í là vấn đề thực thi chính sách không giống như quốc gia công bố. Điều này đặt ra câu hỏi về v ị thế hiện t ại và k hả năng phát triển, mở cử a chính sách ti ền t ệ, sự cần thiết có một khuôn k hổ chính sá ch t iền tệ nhất quán. Bài viết này tập trung phân tích 11 nền kinh tế chủ y ếu ở Châu Á bao gồm: Ấn Độ, Nước Cộng hòa nhân dân Trung Hoa (Trung Quốc), Hồng Kông – Trung Quốc, Đài Loan – Trung Quốc, Singapore, Malaysia, Th ái Lan, Indonesia, Phillipines, Việt Nam và Hàn Quốc. Đây là nhóm các nư ớc có sự khác biệt lớn, từ những quốc gia nhỏ như Singapore đến những nước khổng lồ như Trung Quốc, từ những nước nghèo như Ấn Độ đến nước giàu như Đài Loan – Trung Quốc và Hàn Quốc. T ác giả gọi nhữ ng nư ớc này là Asia -11. Tác giả đã tiến hành nghiên cứ u tầm ảnh hưởng của lý thuyết “bộ ba bất khả thi” ở các nước Asia- 11 bao gồm 3 vấn đề: kiểm soát tài khoản vốn, chính sách tỷ giá hối đoái và chính sách t iền tệ độc lập. Tác giả đã có những con số thống kê t óm tắt về 11 nền kinh tế này, và tập trung vào số liệu của b a nền kinh tế lớn nhất trong số 11 nư ớc này là Ấn Độ, Trung Quốc và Hàn Quốc. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 3
Vì các nước đ ôi khi không thự c h iện như đã công bố cho nên bài viết này chú trọng vào phân tích tình hình thực tế hơn là các quản lý chính thức trong kiểm soát vốn, chính sách tỷ giá hối đoái và khuôn khổ chính sách tiền tệ của các quốc gia. Cụ thể là Tác giả đi sâu ph ân tích các điều kiện trên thự c tế để thực hiện tự do tài khoản vốn, tính linh hoạt của tỷ giá và mục đích của chính sách tiền tệ các quốc gia này thông qua việc xem xét mức lãi suất thực trong ngắn hạn. Tác giả nhận thấy rằng trong khi Asia-11 đã thự c hiện tự do hóa tài khoản vốn ở một mức độ nhất định thì hầu hết các quốc gia đều thực hiện kiểm soát dòng vốn. Tuy nhiên, việc kiểm soát này trên thự c tế đã không làm cản trở các dòng vốn ra vào trong điều kiện hệ thống tài chính ngày càng phức tạp. Theo đó, các nư ớc Asia -11 có đặc điểm là tỷ giá hối đoái thiếu linh hoạt. M ặc dù tính linh hoạt của tỷ giá hối đoái t ăng sau 2000 nhưng vẫn t hấp hơn so với tiêu chuẩn của thế giới. Ngay cả nước Hàn Quốc v ới chế độ tỷ giá rất linh hoạt nhưng vẫn chư a thể gọi là tỷ giá thả nổi. Chính sách tiền tệ phản chu kỳ là một trong những chiến lược đư ợc nhà điều hành chính sách tiền tệ áp dụng để đạt đư ợc mục tiêu cân bằng lạm phát, ổn định sản lư ợng/thu nhập quốc gia. Tác giả tập trung vào phân tích mục tiêu cân bằng lạm phát, ổn định sản lượng/thu nhập này trong điều kiện của “bộ ba bất khả thi”. Ngày nay, hầu hết các quốc gia Châu Á đều có sự gia t ăng tự do tài khoản vốn phi chính thức với tỷ giá không linh hoạt. Khi các dòng vốn có tính chu kỳ, các giao dịch tiền tệ của NH TW sẽ chuyển từ các dòng vốn có tính thuận chu kỳ( procyclical capital flows) sang thực thi một chính sách tiền tệ có tính thuận chu kỳ (procyclical monetary policy). Trung Quốc và Ấn Độ là m inh họa thú vị cho hiện tượng thay đổi này, đem đến việc giới hạn tự do hóa t ài khoản vốn trên thự c tế ( tự do hóa tài khoản vốn phi chính thức) trong mối quan hệ với hệ thống tài chính yếu kém của hai nước. Tuy vậy, Tác giả nhận thấy rằng ngay cả hai quốc gia này thì chính sách tiền tệ cũng hơi hư ớng t ính thuận chu kỳ. Tác giả cho rằng các nư ớc sẽ phải đối mặt với nhiều khó khăn trong bối cảnh hội nhập kinh t ế trong khi vẫn tiếp tục giới hạn tính linh hoạt của tỷ giá. Đ ây là m ối quan t âm của M alaysia và Đài Loan – Trung Quốc, hai nước có sự kết hợp giữ a: (i) hệ thống tài chính phức t ạp làm giảm tính hiệu quả của các biện pháp kiểm soát vốn, (ii) thực hiện tự do tài khoản vốn thực t ế ( không chính thứ c), (iii) cố định tỷ giá. Vì việc theo đuổi m ột chính sách tiền tệ phản chu kỳ gặp nhiều khó khăn khi các nền kinh tế t iến hành neo tỷ giá t iếp cận dòng vốn thuận chu kỳ, nên bài nghiên cứ u này đưa ra một trường hợp về thự c thi chính sách t iền tệ thống nhất. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 4
II. TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGH IÊN CỨU TRƯ ỚC ĐÂY : Một luận điểm khác nhấn mạnh vai trò của chính sách tài khóa và tiền tệ bù đắp một phần những tác động của thay đổi tỷ giá lên giá (Gagnon và Ihrig, 2004), Devereux và Engel (2001) và Bacchetta và Van Wincoop (2003) đã khám phá vai trò của giá cả nội tệ trong việc giảm mức độ ERPT như sau: Theo Gagnon và Ihrig (2004): “Monetary Policy And Exchange Rate Pass-Through”  Chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến tỷ giá kỳ vọng và s ự chuyển dịch của tỷ giá. Khi doanh nghiệp tín nhiệm và tin vào việc ổn định lạm phát của ngân hàng trung ương thì ít có sự biến động sẽ làm giả m sự chuyển dịch của tỷ giá vào giá trong nước. Theo Bacchetta và Van Wincoop (2003): “Wh y Do Consumer Prices React Less Than Im port Pri ces To Exchange Rates?”  Mức độ biến động của tỷ giá lên giá tiêu dùng thấp hơn nhiều so với giá nhập khẩu. Doanh nghiệp xuất khẩu có xu hướng định giá bằng đồng tiền của nước xuất khẩu và nhà sản xuất định giá bằng nội tệ, trong trường hợp này s ự chuyển dịch hoàn toàn lên giá nhập khẩu và không có sự chuyển dịch lên giá tiêu dùng.  Các n hà sản xuất hàng hóa cuối cùng phải đối mặt với rủi ro tỷ giá bên cạnh chi phí sản xuất, nên họ muốn đặt giá bằng nội tệ để tránh biến động giá lớn so với hàng tiêu dùng khác. Romer (1993): “Openness and Inflation: Theory and Evidence”  M ối quan hệ giữ a mở cửa và lạm p hát sẽ mạnh hơn trong các quố c gia có chính trị bất ổn và ngân hàng trung ương ít độc lập.  Việc mở rộng chính sách tiền tệ khô ng được dự đoán trước sẽ làm cho tỷ giá hối đoái thực sụt giảm và trên thự c tế những thiệt hại của sự sụt giảm này sẽ lớn hơn trong nền ki nh t ế m ở cửa n hiều hơn. III.PHƯƠN G PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ XỬ LÝ SỐ LIỆU: Với 3 m ục tiêu được đề cập trong “ bộ ba bất khả thi”, tác giả đưa ra các phươn g pháp đo lường thích h ợp. Nhóm 10 chún g tôi xin tóm lượt phươn g pháp đo lườn g và kết quả thu thập được từ bài viết của nhóm t ác giả. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 5
1. Vấn đề kiểm soát vốn: 1.1 Kiểm soát vốn chính thức: từ dữ liệu của Chinn – Ito Chúng ta bắt đầu bằng việc mô tả sự kiểm soát vốn chính thức tại Asian-11 so với các quốc gia còn lại của thế giới. Bằng việc phân tích thành phần chủ yếu, Chinn và Ito (2008) đã xây dựng cơ sở dữ liệu về sự kiểm soát vốn chính thức dựa trên thông tin được cung cấp từ các nền kinh tế cho cơ sở dữ liệu AREAR của Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF). Cơ sở dữ liệu này đã cho thấy chỉ số hàng năm của mỗi nền kinh tế, với giá trị tăng lên từ -1.81 đối với các nền kinh tế có tài khoản vốn đóng cửa hoàn toàn, lên +2.53 với những nền kinh tế tự do hóa hoàn toàn tài khoản vốn. Mặc dù cơ sở d ữ liệu thường được sử dụng để phân tích sự kiể m soát vốn chính thức, nhưng nó vẫn có những hạn chế nhất định. Đầu tiên là nó không bắt kịp đầy đủ sự giảm dần của việc kiểm soát vốn, do đó nó liên tục đưa ra những con số tương tự nhau trừ phi tất cả những hạn chế được bãi bỏ. Thứ hai, chỉ số đã tăng đáng kể tại hầu hết các nước công nghiệp trong những năm gần đây, vì họ đã đưa ra những phương pháp bảo đảm an toàn liên quan đến việc chống rửa tiền, chống khủng bố tài chính,... và những điều tương tự. Hình 1 : Mật độ theo phương pháp đo lường của Chinn-Ito qua các nền kinh tế: 1970 và 2007 Biểu đồ này cho thấy mật độ theo phương pháp đo lường của Chinn-Ito về tự do hóa tài khoản vốn trong điều kiện chính thức ở tất cả các nền kinh tế. Đường màu xanh và màu đỏ thể hiện điều kiện nền kinh tế tương tứng với năm 1970 và 2007. Ha i đường này có 2 khối, 1 khối là cụm các n ền kinh tế gần như mở cửa hoàn toàn, còn khối còn lại là những nền kinh tế hầu như đóng cửa. Có một sự thay đổi rõ nét trong mật độ từ đường cong phía bên tay trái (hầu như đóng cửa) với đường cong phía bên tay phải (hầu như mở cửa). Biểu đồ này cho chúng ta thấy một bức tranh chung về những thông tin được mô tả d ựa trên cơ s ở dữ liệu của Chinn – Ito. Ví dụ như Pháp, một trong những nước công nghiệp hóa gần đây nhất đã mở cửa, đi từ giá trị -1,27 vào năm 1970 tăng lên 2,53 vào năm 1995. Ở 1 ví dụ khác, Israel thay đổi từ -1,13 năm 1997 lên 2,53 năm 2004. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 6
Cơ sở dữ liệu của Chinn-Ito chỉ ra rằng trong những năm qua, việc bãi bỏ sự kiểm soát các tài khoản vốn quan trọng đã được diễn ra trên toàn cầu. Hình 1 cho thấy mật độ theo phương pháp đo lường của Chinn-Ito về tự do hóa tài khoản vốn trong điều kiện chính thức ở tất cả các nền kinh tế tại năm 1970 và năm 2007. Trong cả 2 năm này, mật độ cũng được chia thành 2 đỉnh, với 1 cụm các nền kinh tế phần lớn mở cửa tài khoản vốn và 1 cụm gồm những nền kinh tế phần lớn đóng cửa tài khoản vốn . Điều này đã truyền tải (lan truyền) một sự thay đổi lớn từ các nền kinh tế hầu như đóng cửa sang các nền kinh tế hầu như mở cửa. Sự phân bổ năm 1970 đã có 1 sự tăng vọt xung quanh điểm -1. Sự tăng vọt này đã rơi xuống 1 cách nhanh chóng vào năm 2007. Ngày nay, s ự phân bổ này ngày càng tăng, với khoảng xấp xỉ ngang bằng nhau giữa các nền kinh tế có tính mở cửa cao và thấp. Hình vẽ 2: Sự phát triển của phương pháp đo lường bình quân của Chinn-Ito tại 11 quốc gia Châu Á Mỗi năm, giá trị bình quân của phương pháp đo lường Chinn-Ito qua những nền kinh tế trên đã được tính toán. Đường màu xanh thể hiện mức độ bình quân của toàn thế giới, đường màu đỏ thể hiện mức độ bình quân của 11 quốc gia Châu Á. Những kết quả này cho thấy trong những năm gần đây, tỷ lệ bình quân về việc kiểm soát vốn chính thức tại 11 quốc gia đã di chuyển gần đến tỷ lệ bình quân của thế giới. Điều này trái ngước với xu hướng đã được phổ biến trong những thập kỷ trước, nơi mà 11 quốc g ia Châu Á có những tỷ lệ bình quân mở cửa nhiều hơn tỷ lệ của thế giới. Cơ sở dữ liệu của Chinn-Ito có thông tin của tất cả 11 nền kinh tế của Châu Á ngoại trừ Đài Loan và Trung Quốc. Từ khi tài khoản vốn của Trung Quốc và Đài Loan luân chuyển rộng rãi, thông tin về 11 nước Châu Á đ ược lấy từ cơ sở dữ liệu này có phần đi xuống. Hình 2 thể hiện những xu hướng về giá trị bình quân của phương pháp đo lường Chinn-Ito của 11 quốc gia Châu Á (ngoại trừ Đài Loan và Trung Quốc) và thế giới. Ở cả 2 điểm bắt đầu và Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 7
kết thúc, việc kiểm soát nguồn vốn chính thức tại 11 quốc gia Châu Á đều tương tự với mức trung bình của thế giới. Tuy nhiên, có 1 giai đoạn mà khi đó việc bãi bỏ sự kiểm soát của chính phủ tại 11 quốc gia Châu Á được khuyến khích tăng 1 cách nhanh chóng hơn tỷ lệ bình quân của thế giới. Trong khi nền kinh tế 11 quốc gia Châu Á đều khuyến khích thu hút những dòng vốn dài hạn như đầu tư trực tiếp nước ngoài, đã có 1 vài hạn chế được áp đặt cho những dòng vốn ngắn hạn. Cụ thể là Ấn Độ, nơi mà có những hạn chế được áp đặt cho những khoản nợ ngắn hạn. Bảng 1 cho ta thấy những trị số trung bình của chỉ số Chinn-Ito đối với Ấn Độ, PRC, Hàn Quốc và 11 quốc gia Châu Á. Trong khi ch ỉ số của PRC và Ấn Độ vẫn giữ ở mức -1,13 thì xu hướng này ở Hàn Quốc lại biến đổi nhiều. Sự tự do hóa các tài khoản vốn trước cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997 đã d ẫn đến sự sụt g iảm về chỉ số từ -1,13 còn - 0,09 trong năm 1995. Tuy nhiên đến năm 1996, chỉ số lại rơ i trở lạ i xuống điểm -1,13, và từ đó không còn sự thay đổi nào cho đến khi các nước quay trở lại việc tự do hóa các tài khoản vốn vào năm 2001. Đến năm 2007, Hàn Quốc đã đạt giá trị ở mức 0,18. Mặc dù đạt được thành quả này nhưng nó vẫn đi đứng sau so với những quốc g ia OECD trong việc duy trì tình trạng mở của các tài khoản vốn. Tình trạng mở bình quân của 11 quốc gia Châu Á tăng nhanh từ -0,07 vào năm 1970 lên 0,96 vào năm 1985. Sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á, việc kiểm soát nguồn vốn chính thức lại bắt đầu nổi lên lại, và tỷ số trung bình giảm xuống còn 0.41 vào năm 1998. Giá trị 0.96 từ trước cuộc khủng hoảng đã không đạt được kể từ đó. Tuy nhiên, sự tiến bộ trong những năm gần đây được tạo ra bởi những nền kinh tế Châu Á b ằng việc duy trì tình trạng tự do hóa nguồn vốn ch ính thức đã không thể phản ánh theo phương pháp đo lường của Chinn-Ito vì có 1 sự thay đổi trong định nghĩa của phương pháp này, cũng như sự bất lực củ a nó để theo kịp sự sụt giảm của việc kiểm soát mà không liên quan đến việc xóa bỏ hoàn toàn những hạn chế. Bảng 1: Sự phát triển của phương pháp đo lường Chinn-Ito Bảng này thể hiện sự phát triển trong phương pháp đo lường của Chinn-Ito của Ấn Độ, PRC và Hàn Quốc với 11 quốc gia Châu Á. Chỉ số của Ấn Độ và PRC vẫn duy trì cố định ở mức -1,13, tương ứng với hình thức “đóng cửa hoàn toàn” được thấy trong số liệu 1. Ở trường hợp của Hàn Quốc, việc kiểm soát nguồn vốn chính thức đã thay đổi vài lần. Hậu quả sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á, Hàn Quốc vẫn duy trì ở mức -1,13 đến năm 2000. Kể từ khi tham gia vào việc tự do hóa các tài khoản vốn chính thức đáng kể, vào năm 2007 phương pháp này đã tăng lên 0,18. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 8
The Ye ar Indi a PRC Republic Asia-11 mean of K orea 1970 -1.13 -1.13 -1.13 -0.07 1975 -1.13 -1.13 -1.13 0.12 1980 -1.13 -1.13 -0.09 0.45 1985 -1.13 -1.13 -1.13 0.96 1990 -1.13 -1.81 -0.09 0.74 1995 -1.13 -1.13 -0.09 0.96 1996 -1.13 -1.13 -1.13 0.76 1997 -1.13 -1.13 -1.13 0.56 1998 -1.13 -1.13 -1.13 0.41 1999 -1.13 -1.13 -1.13 0.56 2000 -1.13 -1.13 -1.13 0.49 2001 -1.13 -1.13 -0.09 0.49 2002 -1.13 -1.13 -0.09 0.49 2004 -1.13 -1.13 -0.09 0.49 2005 -1.13 -1.13 -0.09 0.49 2006 -1.13 -1.13 -0.09 0.49 2007 -1.13 -1.13 0.18 0.36 Change 0 0 1.31 -0.13 2000-2007 1.2 Tình trạng mở của các tài khoản vốn phi chính thức a/Dẫn chứng từ tổng dòng vốn đối với Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) Tỷ lệ các g iao dịch thương mại thu ần túy/GDP được xác đ ịnh từ tổng hợp hàng nhập khẩu và xuất khẩu, biểu hiện là phần trăm của tổng sản phẩm quốc nội (GDP). GDP đo lường tình trạng mở của các giao dịch thương mại. Một sự khái quát hơn cho định nghĩa này là tỉ lệ tổng dòng đầu tư tài chính liên quốc gia trong cán cân thanh toán quốc tế đối với tổng sản phẩm quốc nội. Điều này đo lường sự hội nhập tài chính. Khả năng của NHTW tác động đến tỷ giá hối đoái phụ thuộc vào tổng dòng tiền giao dịch trên thị trư ờng ngoại hối. Kể cả các giao dịch thực xảy ra trong năm, các khoản thanh toán nhập khẩu, doanh thu xuất khẩu, và các dòng chu chuyển tài chính ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái hàng ngày. Thêm vào đó, tổng dòng vốn còn bao gồm các giao dịch về tài khoản vãng lai v à tài khoản vốn. Các giao dịch lớn trên tài khoản vãng lai có thể ẩn chứa tình trạng tự do hóa tài khoản vốn lớn hơn nhờ vào sự chu chuyển vốn giữa các nước thông qua các giao dịch không có hóa đơn thương mại. Patnaik, Se mgupta và Shah (2009) đã chỉ ra rằng các giao dịch không có hóa đơn thương mại thường xảy ra khi giao dịch trên tài khoản vãng lai lớn hơn và n ó đóng vai trò như một cơ chế đ ể phá v ỡ s ự kiểm soát vốn. Patnaik và Shah (sắp tới) đã có khám phá bất ngờ, việc hội nhập tài khoản vốn trên thực tế vốn phát sinh khi các tập đoàn đa quốc gia đóng một vai trò đáng kể trong nền kinh tế. Tài Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 9
liệu liên quan khác đã nhấn mạnh rằng có mối liên kết hai chiều giữa sự mở cửa của các tài khoản vãng lai và tài khoản vốn (Aizenman năm 2003; Aizenman và Noy 2004). Do đó chúng ta nhìn vào tổng dòng vốn trên cả hai các tài khoản thương mại và tài khoản vốn khi đo lường khả năng toàn cầu hóa của nền kinh tế, điều này bao gồm cả hội nhập thương mại và hội nhập tài chính vào trong thanh khoản. Hình 3 cho thấy biện pháp toàn cầu hóa đã mở rộng cho khu vực 11 quôc gia Châu Á (không bao gồm Việt Nam vì dữ liệu là không có sẵn). Tình trạng tự do hóa trung bình chung đã tăng từ 100% GDP vào năm 1998 và lên khoảng 160% vào năm 2008. Giá trị trung bình đã nhích lên do sự góp mặt của các nền kinh tế nhỏ và có tính mở cửa cao như Singapore, Hồng Kong và Trung Quốc. Hình 3: Giá trị trung bình của tổng dòng chảy GD P khu vực 11 quôc gia Châu Á Biểu đồ này sử dụng tỉ lệ hàng năm của tổng các d òng chu chuyển vốn đối với GDP như một công cụ đo lường sự toàn cầu hóa. Giá trị 1 tương ứng với mức tổng dòng vốn là 100% GDP trong một năm. Hai chỉ số ước lượng khác là trung bình và trung vị của 11 nền kinh tế châu á được báo cáo. Hai chỉ số này biểu hiện tốc độ hội nhập đáng kể vào nền kinh tế thế giới. Bảng 2 có một cái nhìn cận cảnh hơn của 11 nước châu Á . Tốc độ hội nhập toàn cầu hóa của Trung Quốc và Ấn Độ tương đối chậm cho đến 2000, sau thời điểm này có một sự gia tăng đáng kể về tỷ giá hối đoái. Trong trường hợp của Ấn Độ, GDP của Ấn Độ đã tăng 56 điể m % giữa 2000-2008. Tương tự trong khoảng thời gian đó (2000-2008) GDP của TQ tăng 30 điểm %, GDP của HQ tăng 69 điểm %, và trung bình GDP As ia-11 tăng 45 điểm %. Những kết quả này cho thấy rằng, châu Á chỉ có thể tự do hóa mậu dịch khi đi đến việc kiể m soát vốn chính thức. Nhưng trên thực tế, Châu Á đã được nhanh chóng hội nhập vào nền kinh tế thế giới. Bảng 2: Tổng GD P của Ấn Độ, Trung Q uốc và Hàn Q uốc Bảng này ch o thấy tỷ lệ tổng GDP (một biện pháp hội nhập toàn cầu) của Ấn Độ, Trung Quốc, Hàn Quốc và khu vực 11 quôc g ia Châu Á. Giá trị 1 tương ứng với các dòng chu Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 10
chuyển GDP là 100% trong một năm. Giữa năm 2000 và 2008, tỷ lệ này đã tăng 0,56% ở Ấn Độ, 0,30 % tại Trung Quốc; 0,69% Hàn Quốc, và trung bình khối Asia tăng 0,45%. b) Sự phát triển khu vực tài chính Có nhiều cách kiểm soát vốn hiệu quả để phát triển khu vực tài chính trong nước. Sự tăng tính linh hoạt trong hệ thống tài chính có xu hướng làm giảm sút hiệu quả của việc kiể m soát vốn theo thời gian. Khi xe m xét về hiệu quả của việc kiểm soát vốn chính thức. Do đó, điều quan trọng là xem xét khả năng của hệ thống tài chính trong nước. Để là m được đ iều này, chúng ta quay về với Dorrucci, Meyer-Circel, và Santabarbara (2009), những người đã phát triển cơ sở dữ liệu với bảng dữ liệu của s ự phát triển khu vực tài chính tại 26 nền kinh tế mới nổi. Gồm 11 nền kinh tế Châu Á, trừ Việt Nam. Giá trị của chỉ số này từ 0 ( hệ thống tài chính trong nước không phát triển ) tới 1 (hệ thống tài chính trong nước mạnh). Chúng ta tập trung vào thước đo “hẹp” của sự phát tiển tài chính vì thế cái thước đo này cần được cập nhật thường xuyên hơn. Hình 4: Giá trị trung bình của Dorrucci, Meyer-Circel, và Santabarbara Đo lường sự phát triển khu vực tài chính 11 quôc gia Châu Á Dorrucci, Meyer-Circe l, và Santabarbara (2009) đưa ra một thước đo sự phát triển của khu vực tài chính thông qua nhiều nền kinh tế trong nhiều năm. Những con số này đánh giá hai vị trí ước lượng ( trung bình và trung vị ) của 11 nền kinh tế Châu Á từ năm 1990 – 2005. Ở đó có một sự suy giảm đán g kể trong năng lực củ a khu vực tài chính sau khủng hoảng tài chính Châu Á. Từ năm 2000 có sự cải thiện rõ nét. The Re public Mean for Ye ar Indi a PRC of K orea Asi a-11 1991 0.28 0.65 0.5 1995 0.34 0.47 0.64 0.55 1996 0.34 0.45 0.65 0.54 Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 11
1997 0.34 0.41 0.62 0.53 1998 0.33 0.42 0.57 0.46 1999 0.34 0.4 0.61 0.47 2000 0.34 0.38 0.57 0.45 2001 0.32 0.41 0.63 0.46 2002 0.32 0.42 0.62 0.48 2003 0.32 0.44 0.62 0.49 2004 0.35 0.43 0.58 0.49 2005 0.36 0.43 0.58 0.5 2006 0.39 0.43 0.6 0.51 Change 2000 - 2006 0.05 0.05 0.03 0.06 Biểu đồ hình 4 là các giá trị trung bình và đường trung vị của 11 nền kinh t ế Châu Á mà Dorrucci, M eyer-Circel, và Santabarbara (2 009) đã công bố. Trong cả hai trường hợp, chúng ta đều thấy một mức tăng trư ởng của hệ thống t ài chính trước khủng hoảng tài chính Châu Á, tiếp theo là m ột thời kỳ suy giảm. Từ năm 2000 trở đi cả hai đư ờng biểu diễn đều có xu hư ớng đi lên. Bảng 3 cho thấy các giá trị ở Ấn Độ, Trung Quốc, Hàn Quốc và giá trị trung bình của 11 nền kinh t ế Châu Á.11 Nư ớc Châu Á đạt cao nhất 0.55 năm 1995. Trong khủng hoảng giảm mạnh đến 0.45 vào năm 2 000. Tuy nhiên, trong năm 2001, 11 nước Châu Á đã tăng trở lại, đạt giá trị trung bình 0.51 vào năm 2006. Điều này chỉ ra rằng việc kiểm soát vốn chính thứ c dường như có hiệu quả hơn giữ a năm 1998-2004, khi năng lự c của hệ thống tài chính là thấp. Bảng 3: Đo năng lực của hệ thống tài chính Dorrucci, Meyer-Circel, và Santabarbara (2009) báo cáo đo lường sự phát triển của khu vực tài chính qua nhiều nền kinh tế trong nhiều năm. Bảng này chỉ ra giá trị của Ấn Độ, Trung Quốc, Hàn Quốc và mức trung bình của 11 nước Châu Á, Trong mọi trường hợp đã có một sự cải tiến tích cực nhưng khiêm tốn từ năm 2000-2006, tuy nhiên ở Ấn Độ và Trung Quốc vẫn tiếp tục tụt hậu phía sau mức trung bình của 11 nước Châu Á, và thậm chí cả các nền kinh tế vược trội như Hàn Quốc vẫn còn tụt hậu phía sau các nền kinh tế OECD như Anh. c) Bằng chứng từ cơ sở dữ liệu Lane và Milesi-Fe rretti Phương pháp thứ hai để đo sự hội nhập trên thự c tế vào kinh tế thế giới đó là sử dụng các thông tin từ cơ sở dữ liệu Lane và Milesi-Feretti. Theo phương pháp này cổ phiếu của các tài sản nước ngoài và nợ trong nước bằng cách tổng hợp dòng chảy BOP và đây là cơ sở dữ liệu có giá trị trong điều kiện kiểm soát được dòng vốn như được phản ánh trong BOP. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 12
Tu y nhiên nó không đo lường dòng vốn diễn ra thông qua cơ chế hóa đơn thương mại, những hóa đ ơn thương mại liên quan đến việc tháo chạy củ a dòng vốn và không nắm giữ trong BOP. Hình 5: Phương pháp đo tỷ trọng của Lane và Milesi-Ferreti qua các nền kinh tế: 1970, 2007 Biểu đồ này cho thấy tỷ trọng tập trung, đồ thị của Lane và Milesi-Ferreti đo lường trên thực tế thông qua mở tài khoản vốn cho tất cả các nền kinh tế. Các đường màu xanh và màu đỏ cho thấy tình hình vào năm 1970 và 2007, tương đối không giống như các kết quả báo cáo trong hình 1 theo các biện pháp của Chinn-ito đo lường tình trang mở của tài khoản vốn. Phân phối, không phải là hai cách thức: hầu hết các nền kinh tế lớn đều đóng cửa vào năm 1970, nhưng đến năm 2007, xu hướng này đã được đảo ngược. Biểu đồ này đưa ra cho chúng ta khung tham chiếu về sự liên quan cho thông dịch thông tin cho 11 quôc gia Châu Á từ cơ s ở dữ liệu của Lane và Milesi-Ferreti. Cơ sở dữ liệu này cho thấy trong n hững năm qua, trên thực tế bãi bỏ kiểm soát tài khoản vốn diễn ra trên toàn thế giới. Hình 5 cho thấy tỷ trọng tập trung, đồ thị của Lane và Milesi-Ferreti đo lường thông q ua tất cả các nền kinh tế đã chuyển từ đóng cửa tài khoản vồn sang mở tài vốn biến đổi đa d ạng. Tuy nhiên, không có tập đoàn kinh tế n ào có tính công khai ở bất kỳ cấp độ nào, cho thấy không có sự đồng thuận thích hợp cho mức độ công khai. Tất cả nền kinh tế mà có sự tự do hóa thì tiếp tục phát triển rất nhanh. Hình 6 cho thấy xu hướng đo lường giá trị trung bình của 11 quôc gia Châu Á, 1994- 2004 (dữ liệu sau năm 2004 là không có ). Tương tự như kết quả báo cáo trong hình 6, ví dụ đường trung bình bị lệch lên bởi sự h iện diện của một nhóm nhỏ của nền kinh tế có tính mở cửa cao. Trong khi đường trung vị đó lại là vị trí đo lường tốt nhất. Sau thời gian đó biến đổi tương đối ít sau năm 2000. Hình 6: Giá trị trung bình khu vực Asia-11 của Lane và Milesi-Ferretti đo hội nhập phi chính thức Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 13
Cơ sở dữ liệu của Lane và Milesi-Ferretti (2007) đo tài sản nước ngoài và nợ của nền kinh tế, thể hiện ở tỷ lệ GDP, hình này báo cáo hai vị trí ước lượng (đường trung bình và đường trung vị) của 11 quôc gia Châu Á qua thời gian. Trong khi đó giá trị đường trung bình đã tăng mạnh, còn giá trị đường vị thì không tăng. Điều này cho thấy một nhóm nhỏ của nền kinh tế đã hội nhập tích cực vào nền kinh tế Thế giới trong khi đó những vùng khác thì không. Bảng 4: Số đo của Lane và Milesi Ferretti Giá trị trung bình nghiên cứu tại 11 quôc gia Châu Á chiếm 356% GDP vào năm 2004 một phần là d o sự hiện diện của một nhóm nhỏ nền kinh tế có tính mở cửa cao như Hong Kong, Singapore. Trong trường hợp Ân Độ, Trung Quốc, Hàn Quốc có giá trị khiêm tốn hơn tương ứng : 58%, 103%, 109% của GDP. Hội nhập kinh tế quốc tế d ần dần gia tăng đáng kể từ năm 2000-2004, với những thay đổi 16%, 18%, 26% và 55% GDP tương ứng cho Ân Độ, Trung Quốc, Hàn Quốc và 11 quốc gia Châu Á. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 14
Bảng 4 cho thấy một bước tiến quan trọng trong hội nhập không chính thức là Ấn độ, Trung Quốc và Hàn Quốc sau năm 2000. Trong bảy năm gần đây, sự đo lường của Lane và Milesi-Ferreti cho mỗi quốc gia tăng 43 %, 28% và 56% GDP. 2. Chế độ tỷ giá hối đoái: 2.1 Phương pháp: Trong t hập kỷ vừa qua, các tài liệu nghiên cứu đã cho thấy rằng trong nhiều nền kinh tế, tỷ giá chính thứ c được ngân hàng trung ư ơng công bố khác rất nhiều với tỷ giá thực trong hoạt động giao dịch tài chính. Điều đó đã thúc đẩy một nghiên cứ u nhỏ về phương pháp xử lý dữ liệu để phân loại các chế độ tỷ giá hối đoái (Reinhart và Rogoff 2004; Levy- Yeyat i và St urzenegger 2003; Calvo va R einhart 2002). Nghiên cứu này đã cố gắng hình thành các tập hợp dữ liệu để xác định tỷ giá t hực của tất cả các quốc gia trong những thập kỷ gần đây, bằng cách sử dụng các thuật toán. Trong khi các cơ sở dữ liệu này hữu ích cho nhiều ứng dụng thì nó cũng hạn chế trong việc đo lường nhữ ng đặc tính và cấu trúc tốt hơn của các chế độ trung gian.Ví dụ như, Reinhart và Rogoff phân loại rupee của Ấn Độ theo chế độ tỷ giá hối đoái cố định từ năm 1993 trở đi, nhưng theo bài báo này thì Ấn Độ đã có một chính sách trung gian từ năm 1993, nó mang lại những hiểu biết mới về các định hướng, hậu quả của chế độ tỷ giá và cơ chế chính sách tiền t ệ. Một công cụ giá trị cho việc t ìm hiểu tỷ giá thực là một mô hình hồi quy tuyến tính dựa trên các tỷ giá trao đổi tiền tệ chéo (chú ý đơn vị tiền tệ tính toán hợp lý). Mô hình này được sử dụng từ Haldane và Hall (1991), được phổ biến bởi Frankel và Wei (và do đó cũng được gọi là mô hình Frankel – Wei). Những ứng dụng gần đây của chiến lược dự đoán này bao gồm Bénassy-Quéré, Coeuré và Mignon (2006), Shah, Zeileis, và Patnaik (2005), Frankel và Wei (2007). Tr ong phương pháp này, một đồng tiền độc lập ví dụ như Franc Thuỵ Sĩ (CHF) được chọn là đơn vị tiền tệ tính toán mua bán song hành. Nếu sử dụng rupee Ấn Độ (INR) thì dự đoán mô hình là: dlogIN R/CHF=β1+β2dlogUSD/CHF+β3dlogJPY/CH F+β4dlogDEM/CHF+ε Mô hình hồi quy này cho thấy phạm vi mà tỷ giá INR/CHF dao động trong sự dao động của tỷ giá USD/CHF. Nếu như cố định vào USD, thì dao động trong JPY và DEM sẽ là 0. Nếu như không có sự cố định, thì cả 3 biến  s ẽ khác 0. R2 của mô hình hồi quy này cũng đư ợc quan tâm; giá trị R2 gần bằng 1 sẽ cho thấy tính linh hoạt trong tỷ giá giảm xuống. Để hiểu rõ về tỷ giá hối đoái thự c của m ột quốc gia nhất định trong một khoảng thời gian xác định, các nhà nghiên cứ u và các học viên có thể dễ dàng sử dụng mô hình hồi quy này với m ột bảng dữ liệu xác định hoặc sử dụng phương pháp tổng hợp dữ liệu. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 15
Tuy nhiên, chiến lược này thiếu cơ s ở suy luận cho việc quyết định những thay đổi trong các chế độ tỷ giá của các quốc gia. Nó thúc đẩy sự mở rộng các vấn đề kinh tế về thay đổi cấu trúc, với mục đích phân tích sự thay đổi cấu trúc trong mô hình Frankel – Wei (Zeileis, Shah và P atnaik 2008). Nó đòi hỏi phải mở rộng phương pháp Perron – Bai quen thuộc (Bai và Perron 2003) để xác định các ngày tháng của sự thay đổi cấu trúc trong hồi quy OLS. Qua đó, ngày t háng của sự thay đổi cấu trúc trong chế độ tỷ giá được xác định. Chúng tôi tập trung vào giai đoạn sau năm 1976, và sử dụng sự thay đổi hàng tuần trong tỷ giá hối đoái cho các ước lượng. Các giá trị được hiển thị trong ngoặc là thống kê t. Đối với m ỗi quốc gia, một t ập hợp các giai đoạn đư ợc xác định. T rong từng giai đoạn, các R2 của hồi quy cho thấy một thống kê tóm tắt về tính linh hoạt của tỷ giá hối đoái. Các giá trị R2 gần bằng 1 cho thấy tính cố định chặt chẽ của tỷ giá. Tỷ giá thả nổi có giá trị R2 trong khoảng 0,4-0,5. Sử dụng phư ơng pháp phân loại này, chúng ta có thể làm như sau: • Đo lường và định lượng các cấu trúc của chế độ trung gian bằng cách đo lư ờng giá trị thự c của sự cố định tỷ giá hối đoái (hồi quy R2), nó cho thấy sự đo lường giá trị thực của tính linh hoạt trong tỷ giá một cách ngẫu nhiên. • Ghi nhận lại ngày t háng m à chế độ tỷ giá thay đổi. Chúng tôi thự c hiện những phương pháp này bằng cách sử dụng các tỷ lệ phần trăm thay đổi hàng tuần trong tỷ giá, nó mang lại những ngày th áng then chốt trong tuần. Thông qua đó, tính linh hoạt của tỷ giá hối đoái chiếm ư u thế t ại từng thời điểm đư ợc hình thành theo chuỗi thời gian cho mỗi quốc gia với m ỗi giá trị của R2. • Xác định số lư ợng các thay đổi và vị trí của các thay đổi trên cơ sở suy luận. 2.2 Bằng chứng về tính linh hoạt trong tỷ giá hối đoái của 11 nền kinh tế châu Á: Chúng ta áp dụng các phương pháp này để kiểm tra các chế độ tỷ giá thực của Asia- 11. Đối với mỗi quốc gia, tính linh hoạt của tiền tệ được thu thập theo chuỗi thời gian, cung cấp số liệu th ống kê tóm tắt về tính linh hoạt của tỷ giá hối đoái. Tại Ấn Độ, đồng rupee bắt đầu vòng đời của nó như là một “tỷ giá xác định thị trường” vào tháng 3/1993. Tuy nhiên, thời điểm này không được xác đ ịnh là thời điểm tạo ra sự thay đổi cấu trúc trong quá trình phân tích dữ liệu. Thay vào đó, một giai đoạn để phân tích được thay thế là từ 1976-1998. Trong khoảng thời gian này, đồng rupee trên thực tế đã được n eo vào đồng đô la với một biên độ dao động nhất định, với R2 bằng 0,84. Sau cu ộc khủng hoảng tài chính châu Á, Ấn Độ đã bắt tay vào việc neo chặt đồng rupee vào đô la. Từ ngày 28/09/1998 đến ngày 19/03/2004, hệ số của đồng đô la Mỹ trở lại bằng 1.01. Các hệ số khác không có ý nghĩa thống kê. R2 đã tăng lên đến 0,97. Trong khoảng thời gian này, chế độ tỷ giá tại Ấn Độ cũng tương tự như của Trung Quốc sau tháng 7/2005. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 16
Bảng 5: Chế độ tỷ giá thực của Ấn Độ Các p hương pháp được phát triển bởi Zeileis, Shah và Patnaik (2008) đã được áp dụng để xác định ngày tháng của sự phá vỡ cấu trúc (mất cân bằng phương trình) trong hồi quy tỉ giá hối đoái: dlogIN R/CHF=β1+β2dlogUSD/CHF+β3dlogJPY/CH F+β4dlogDEM/CHF+ε Trong trư ờng hợp Ấn Độ, ba giai đoạn được phân biệt một cách rõ rệt. Giai đoạn đầu tiên và thứ hai cho thấy sự neo chặt vào đồng đô la Mỹ. Tuy nhiên, sau t háng 3/2004, các đồng tiền khác bắt đầu có sự ảnh hư ởng. Sự cố định trong tỷ giá được đo bằng R2 của mô hình hồi quy. Nó cho thấy giá trị R2 bằng 0,81 trong giai đoạn thứ ba. Các giá trị trong ngoặc là sai số chuẩn. Trong thời gian qua, Ấn Độ trở lại tỷ giá hối đoái linh hoạt. H ệ số của các loại tiền tệ không phải đồng USD đã bắt đầu đạt được những giá trị đáng kể. R2 giảm xuống còn 0,81. Sự thay đổi trong chế độ tỷ giá diễn ra tháng 3/2004 vừ a có ý nghĩa thống kê vừ a có ý nghĩa kinh t ế. Bảng 6 cho thấy các kết quả của cách ước lượng này cho đồng nhân dân tệ của Trung Quốc. Nó cho thấy rằng giai đoạn đầu tiên bắt đầu từ ngày 09/01/1981 cho đến ngày 01/11/1985. Đây là một giai đoạn có tính linh hoạt của tỷ giá lớn hơn các thời kỳ khác theo tiêu chuẩn của Trung Quốc, với R2 đạt 0,89. Sau đó, Trung Quốc chuyển sang neo đồng tiền vào đồng đô la Mỹ. Tuy đã có một số thay đổi nhỏ trong chế độ tỷ giá hối đoái, Trung Quốc vẫn duy trì chính s ách cố định tỷ giá thuần tuý, với hệ s ố của USD là 1 và R2 gần bằng 1. Xét ở một số khía cạnh, những kết quả này phù hợp với thông báo chính thức và thử nghiệm đơn giản về tỷ giá hối đoái. N gày thay đổi là ngày 22/07/2005 đư ợc tìm thấy từ mô hình hồi quy là p hù hợp với thông báo của các nhà chức trách. Các kết quả từ Trung Quốc cho thấy việc phân tích đã đi đúng hướng. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 17
Đồng thời, cũng đán g chú ý là sau 22/07/2005, các ph ân tích kinh tế cho thấy không có sự thay đổi cấu trúc rõ rệt nào. Điều này mâu thuẫn với một loạt các tuyên bố chính thức về việc nới lỏng tỷ giá hối đoái giảm mức cố định vào đồng đô la M ỹ, hướng tới việc neo đồng tiền vào m ột rổ tiền t ệ và hướng t ới sự linh hoạt tỷ giá hối đoái hơn nữa. Bảng 6: Chế độ tỷ giá thực của Tru ng Quốc Các p hương pháp của Zeileis, Shah, và Patnaik (2008) cho thấy một loạt các ngày thay đổi chế độ tỷ giá hối đoái Trung Quốc. Tuy nhiên, với nhiều ý nghĩa và mục đích khác nhau, chế độ tỷ giá của Tr ung Quốc trên thực t ế vẫn cố định vào đô la Mỹ, hầu như không có tính linh hoạt trong chính sách tỷ giá của nước này tại m ọi thời điểm. Các giá trị trong ngoặc là sai số chuẩn. Các kết quả hồi quy cho thấy rõ rệt rằng có rất ít thay đổi trong chế độ tỷ giá hối đoái 1985 thực tế hiện hành. Hệ số USD đã giả m xuống còn 0,949. Hệ số Euro có ý nghĩa thống kê đã nổi lên, với một giá trị nhỏ là 0,06 mức mà giả thuyết vô hiệu của con s ố không có thể bị loại bỏ. Độ lệch chuẩn đã tăng gấp đôi đến 0,243, nhưng R2 đã giảm nhẹ xuống 0,974. Trong khi có nhiều sự linh hoạt trong tỷ giá hối đoái củ a g iai đoạn này, sự thay đổi trong 1991 chế độ tỷ giá là rất nhỏ. 5 Cuối cùng, Bảng 7 cho thấy sự phát triển của chế độ tỷ giá hối đoái tại Hàn Quốc. Từ 005 năm 1981 đến đầu năm 1995, nước này thực tế cố định vào đô la Mỹ. Năm 1995, một sự gia 2009 tăng lớn trong sự linh hoạt về tiền tệ đã diễn ra và R2 giảm xuống còn 0,65. Đây là một chế độ tỷ giá có tính linh hoạt lớn hơn Ấn Độ. Bảng 7: Chế độ tỷ giá hối đoái thực củ a Hàn Quốc Áp dụng đối với Hàn Quốc, các phương pháp của Zeileis, Shah, và Patnaik (2008) cho thấy 2 giai đoạn. Từ năm 1981 đến đầu năm 1995, tỷ giá thực cố định vào USD. Sau đó, sự linh hoạt của tỷ giá hối đoái đã tăng đáng kể; R2 giả m xuống còn 0,65. Các giá trị trong ngoặc là sai số chuẩn. Biểu đồ 7: Sự phát triển của chế độ tỷ giá cố định ở châu Á Đối với mỗi nền kinh tế của Asai-11, phương pháp của Zeileis, Shah, và Patnaik (2008) đã được áp dụng. Phương pháp này cho thấy chế độ tỷ giá thực hiện hành tại các thời điểm khác n hau. Các g iá trị R2 của tất cả các nền kinh tế được tóm tắt trong b iểu đồ này. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 18
Hai vị trí ước tính trung bình và trung vị được trình bày. Biểu đồ này thể h iện tóm tắt về cách thức tỷ giá hối đoái linh hoạt trong khu vực châu Á đã phát triển qua thời gian như thế nào. Đồ thị rõ ràng cho th ấy sự cố định chặt chẽ của tỷ giá trong thập kỷ trước cuộc khủng hoảng tài chính châu Á, bây giờ nó được hiểu là nhân tố góp phần gây ra cuộc khủng hoảng. Trong hậu quả trực tiếp của cuộc khủng hoảng, có sự linh hoạt nhiều hơn trong một khoảng thời gian ngắn, nhưng sau đó “nỗi sợ h ãi về v iệc thả nổi” lại nổi lên, như được chỉ ra bởi Calvo và Reinhart (2002). Tuy nhiên, đồ thị này cho thấy rằng sự cố định tỷ giá hối đoái ở châu Á đã không đi hết con đường quay trở lại các mức trước khủng hoảng. Trong khi Dooley, Folkerts-Land au, và Garber (2003) đã nhấn mạnh sự nổi lên của chế độ "Bretton Woods II" định hướng cho châu Á, trong suốt thập kỷ qua, sự cố định tỷ giá ở châu Á đã giảm với tốc độ chậm. Hình 7 cho thấy trung bình và g iá trị trung b ình của R2 cho Asia-11. Tại mỗi thời điểm của mỗi quốc gia, tỷ giá thực được xác định, và g iá trị R2 từ các g iai đoạn được sử dụng. Các R2 trung bình bắt đầu với một giá trị cao là 0,9. Có một sự gia tăng nhỏ trong sự linh hoạt vào năm 1980 và 1981. Sau đó, có một khoảng thời gian dài duy trì tỷ giá hối đoái cố định. Từ năm 1982 cho đến năm 1997, các R2 trung bình là trên 0,9. Tỷ giá hối đoái cố định này, kết hợp với sự gia tăng thực tế của sự mở rộng tài khoản vốn, đã gây ra cuộc khủng hoảng tài chính châu Á, có liên quan đến các công ty và các ngân hàng trong việc vay bằng ngoại tệ dựa trên kỳ vọng của sự cố định tỷ giá hối đoái. Trong suốt cuộc khủng hoảng, tính linh hoạt tỷ giá tăng lên. Trong năm 1998, R2 trung bình rớt xuống 0,61. Tuy nhiên, ngay sau đó, sự cố định tỷ giá lại tăng lên. Thực tế này đã đưa đến sự nổi tiếng của Calvo và Reinhart (2002), người đã nhấn mạnh rằng sau cuộc khủng hoảng, các chế độ tỷ giá hối đoái ở Châu Á chỉ có sự thay đổi nhỏ. Quan điểm Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 19
này đã được mở rộng thêm bởi giả thuyết của “Bretton Woods II”, nó đã cố gắng để giải thích về sự cố định tỷ giá hối đoái này (Dooley, Folkerts-Landau, và Garber 2003). Bằng chứng của chúng tôi cung cấp một q uan điểm hơi khác biệt ở hai khía cạnh. Đầu tiên, trong khi sự cố định tỷ giá hối đoái ở Asia-11 tăng lên sau khi cuộc khủng hoảng lắng xuống, nó lại trở về giá trị thấp hơn khi so sánh với tình hình phổ biến trước cuộc khủng hoảng. Có nghĩa là R2 bằng 0,93 vào năm 1997, sau cuộc khủng hoảng, nó thay đổi bằng 0,88 trong giai đoạn 2002-2004. Điều nhận thấy đáng chú ý thứ hai là từ năm 2002, tính linh hoạt trong tỷ giá hối đoái ở Asia-11 đã được từ từ tăng lên. Có nghĩa là R2 giả m nhẹ từ 0,886 trong giai đoạn 2002- 2004 đến 0,85 trong năm 2009. Điều này cho thấy rằng trong khi Asia-11 tiếp tục cố định chặt chẽ tỷ giá hối đoái, thì đã có một chu yển động từng bước theo hướng linh hoạt hơn. Vớ i ý nghĩa R2 bằng 0,85 trong năm 2009, tình hình đã được cải thiện khi so sánh với mức trung bình là 0,93 vào năm 1997. 3. Phân tí ch chính sách: Bảng 8 tóm tắt sự lựa chọn cơ chế tỉ giá hối đoái và tự do hóa t ài khoản vốn của một số nư ớc châu Á. Hai khía cạnh đặc b iệt quan trọng để phân t ích của chúng t a: sự khác biệt giữ a t ài khoản vốn chính thức và không chính thứ c, và mứ c độ độc lập trong chính sách tiền tệ. Bộ ba bất khả thi khẳng định rằng mỗi quốc gia chỉ có th ể đạt được hai trong ba : tỷ giá hối đoái cố định, tự do hóa tài khoản vốn, và chính sách tiền tệ độc lập. Ở mức độ cao nhất, một quốc gia hoàn toàn tự do hóa tài khoản vốn và tỷ giá hối đoái cố định hoàn toàn phải từ bỏ sự độc lập trong chính sách t iền t ệ. Trong bối cảnh một số nước châu Á điển hình, sự gia tăng tự do hóa không chính thứ c sẽ dẫn đến tự do hóa chính thức đi đôi với phát triển khu vực tài chính trong nước, và có thể tránh không kiểm soát vốn với những tài khoản vãng lai lớn. Trong điều kiện này, sự cứng nhắc (thiếu linh hoạt) tỷ giá hối đoái có thể dẫn đến sai lệch trong chính sách tiền tệ. Mặc dù quốc gia có cố gắng độc lập trong chính sách tiền tệ thông qua áp chế tài chính, áp đặt kiểm soát vốn, hoặc chính sách vô hiệu hóa, lập luận của bộ ba bất khả thi cho thấy rằng để có tỷ giá hối đoái cố định phải đánh đổi sự độc lập trong chính sách tiền t ệ. Bảng 8 : Châu Á và bộ ba bất khả thi. Bảng này tóm tắt kết quả chủ yếu cho Asia-11 đư ợc thảo luận trong phần 4, với dữ liệu của mỗi nền kinh tế là năm quan sát gần đây nhất. Dữ liệu về tỷ giá hối đoái cố định cho 2009 nêu lên trên phương pháp luận trong phần 3.1. Các cơ sở dữ liệu Chinn-Ito đã được sử dụng để đo lư ờng sự kiểm soát tài khoản vốn chính thức hiện hành vào năm 2007. Land và M ilesi-Feretti được dùng để đo lường sự tự do hóa tài khoản vốn không chính thức vào năm 2007. Nhóm 10 TCQT Đêm 2- K22 Page 20