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

Chia sẻ: Hgnvh Hgnvh | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:23

Thêm vào BST

Báo xấu

123
lượt xem 12
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tiểu luận: Chỉ số can thiệp và các chế độ tỷ giá hối đoái: Trường hợp của các nền kinh tế Đông Á nhằm 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 không. 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”.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Tiểu luận: 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, 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: ∆ej t : 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, 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 này 6. 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): INTV: chỉ số can thiệp của các nhà điều hành chính sách tiền tệ Với pH exr , 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 (p Hexr + pHreserves + pHint r ) thể hiện xác suất có điều chỉnh của áp lực cao trên thị trư ờng ngoại hối đối với đồng tiền. Đó là 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 exr ) và xác suất có điều chỉnh của biến động cao của hoạt động chính sách tiền t ệ trên thị trư ờng ngoại hối (pHreserves + PH int r ) (Glick và Wihlbourg, 1997) 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 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 (p Hreserves + p Hint r ), 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 exr + pHreserves + pHint r ). Vậy, để phân loại chính sách tỉ giá hối đoái của một nư ớc, 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. Mô hình SWARCH có thể đư ợc mô t ả bởi hệ thống của phương trình sau đây: 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 t ) mà (h2 t ) phụ thuộc tuyến tính vào độ lệch bình phương q , tức là (u2t-i ). Theo mô hình 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: a. Viễn cảnh 1: Nỗ lực can thiệp sâu và thành công. M ột chỉ số can thiệp (INTV) sâu được t ạo ra bởi giá trị cao của biểu thức (pH reserves + pHint r ), dẫn đến ổn định đồng nội tệ (xác suất (p Hexr ) thấp). Chúng ta kết luận: một sự cố gắng trong can thiệp và 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 giá trị thấp của cả hai biểu thức (pH reserves + pHint r ) và (p Hexr + pHreserves + pH int r ). Trường hợp này khó đư a ra kết luận về những cam kết củ a của các nhà điều hành 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
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 Hreserves + pH int r ) thấp, hoặc thiếu các chính sách can thiệp, xảy ra bởi vì không cần sự can thiệp khi mà thị trư ờng ổn định, được phản ánh bởi giá trị (pH exr + pH reserves + pH int r ) thấp. Ở một thái cực khác, chúng t a phải ư ớc lư ợng ngư ỡng vùng nhỏ nhất của chỉ số INTV, gọi tắt là viễn cảnh 3. Hàng loạt ngư ỡng 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 (INT V) thấp do giá trị thấp của biểu thức (pH reserves + p Hint r) và giá trị lớn của biểu thứ c (p Hexr + p Hreserves + 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 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 > INTV > thấp). T ình huống này xuất hiện khi ít nhất 2 trong 3 nhân tố của chỉ số INTV (pH exr , pHreserves , pHint r ) là khá cao. Tr ong suốt thời kỳ bất ổn định và khủng hoảng, các 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 reserves + p Hint r) cao). T uy nhiên các cuộc tấn công đồng tiền nội tệ rất khốc liệt, phản ảnh qua tỷ giá biến động liên tục - pH exr cao, do vậy nên giữ chỉ số can 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 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 (p H exr ) và chỉ số can th iệp mức cao (pH reserves + pHint r ). Từ những xác suất có điều chỉnh này, chúng ta có thể kết luận rằng thị trư ờng ngoại hối Rupiah trải qua hầu hết với áp lự c bất ổn của đồng tiền trong năm 1998, với mỗi nhân tố trong 3 nhân tố của chỉ số can thiệp (INTV): (p Hexr , pHreserves , p Hint r ) dao động trong khoảng 0.969 tới 0.989. 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- viễn cảnh 1. Vai trò 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 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 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 int r được duy trì liên tục ở mứ c cao nhưng chúng ta 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 ±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 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 thông 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 củ a chỉ số (INT V): (p Hexr , p Hint 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 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.