i

MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT iii
DANH MỤC HÌNH TRONG BÀI v
DANH MỤC BẢNG TRONG BÀI vi
TÓM TẮT ĐỀ TÀI vii
1. GIỚI THIỆU 1
2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC 3
3. PHƢƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU 14
3.1. Phƣơng pháp 14
3.1.1. Hạn chế trong các chỉ số của Aizenman, Chinn, Ito (2008) 14
3.1.2. Mô hình hồi qui 17
3.1.3. Phương pháp hồi quy GMM 19
3.1.4. Chỉ số thay thế 23
3.2. Dữ liệu 31
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 33
4.1. Xu hƣớng lựa chọn chính sách ở Việt Nam sau khủng hoảng 2008 33
4.2. Tác động của hội nhập tài chính, chế độ tỷ giá và dự trữ ngoại hối lên độc lập
tiền tệ ở Việt Nam 38
4.3. Ƣớc tính độ nhạy cảm lãi suất của Việt Nam giai đoạn 1996 - 2010 43
4.4. Tƣơng lai nào cho chính sách bộ ba bất khả thi Việt Nam? 45
4.4.1. Ý tưởng và các giả định 46
4.4.2. Một số kịch bản cho Việt Nam 47
ii

4.4.3. Kịch bản tối ưu cho Việt Nam trong giai đoạn hiện tại 53
5. KẾT LUẬN 56
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

Báo cáo về Vị thế đầu tư nước ngoài của IMF
IMF
Quỹ tiền tệ quốc tế
KAOPEN
Chỉ số hội nhập tài chính (Aizenman)
LIML
Phương pháp Maximum Likelihood trong điều kiện giới hạn thông
tin
LR
Lãi suất cho vay
M2
Cung tiền M2
MI
Chỉ số độc lập tiền tệ (Aizenman)
OLS
Phương pháp bình phương bé nhất
OTHA
Đầu tư khác tương ứng với cột Tài sản
iv

OTHL
Đầu tư khác tương ứng với cột Nợ
P/E
Chỉ số Giá/Thu nhập
PEQA
Vốn đầu tư gián tiếp tương ứng ở cột Tài sản
PEQL
Vốn đầu tư gián tiếp tương ứng ở cột Nợ
RES
Dự trữ ngoại hối (Taguchi)

Hình 4.8: Kịch bản tối ưu cho Việt Nam rFNI = 0.5%, rERS = -1% rRES = 1.25%

vi

DANH MỤC BẢNG TRONG BÀI

Bảng 3.1 Bảng phân loại chế độ tỷ giá theo Reinhart và Ilzetzki (2009)
Bảng 3.2: Nguồn thu thập số liệu dùng trong bài viết
Bảng 4.1: Kết quả hình hồi quy mô hình 1 = a. ERS + b. MI + c. KAOPEN +  tại Việt
Nam giai đoạn 1995 – 2010
Bảng 4.2 Kết quả hồi quy bằng mô hình (7) bằng phương pháp GMM
vii

TÓM TẮT ĐỀ TÀI
 Lý do chọn đề tài
Dù đã có rất nhiều nỗ lực trong việc chung tay khôi phục nền kinh tế sau khủng
hoảng 2008, nền kinh tế thế giới vẫn chưa có những chuyển biến đáng kể và đang đối
mặt với những thử thách to lớn. Nguy cơ các cuộc khủng hoảng mới có thể diễn ra bất
cứ lúc nào một khi Chính phủ các quốc gia và các nhà hoạch định chính sách không
đưa ra được những quyết định thận trọng và khôn ngoan trong việc điều hành chính
sách kinh tế vĩ mô. Trong bối cảnh đó, lý thuyết Bộ ba bất khả thi cần được nghiên cứu
kỹ lưỡng, nghiêm túc dưới các góc nhìn khác nhau để có thể đưa ra được những nhận
định đúng đắn và có được một sự lựa chọn tối ưu.
Về việc nghiên cứu thực tiễn Bộ ba bất khả thi ở Việt Nam, cho đến bây giờ, các
bài nghiên cứu đều chủ yếu sử dụng phương pháp của Aizenman, Chinn và Ito (2008)
để tính toán, đo lường các chỉ số trong bộ ba bất khả thi và đưa ra sự lựa chọn chính
sách. Trong khi đó, phương pháp này không phải là không có những hạn chế nhất định
về mặt chỉ số cũng như chưa chỉ ra được mối tương quan giữa bộ đôi chính sách được
lựa chọn. Chính vì vậy, bài nghiên cứu này ngoài việc xem xét lại những kết quả của
Aizenman, Chinn và Ito (2008) đã kiểm định cho Việt Nam, còn sử dụng thêm một

 Các mô hình ước lượng
Bài nghiên cứu nghiên cứu và sử dụng kết hợp cả hai phương pháp luận của
Aizenman, Chinn và Ito (2008) và Taguchi (2011) khi nghiên cứu cho Việt Nam.
Aizenman, Chinn và Ito (2008) đã đề xuất bộ chỉ số Trilemma Indexes nổi tiếng về bộ
ba bất khả thi và phương pháp hồi quy tuyến tính có tổng là một hằng số được dựa trên
bộ chỉ số đó để đưa ra nhiều kết quả quan trọng. Với cơ sở dữ liệu thu thập được từ
nhóm tác giả Aizenman, Chin và Ito, chúng tôi đã tiến hành hồi quy mô hình (1) và
thực hiện các bước tính toán tiếp tục cho trường hợp của riêng Việt Nam để chứng
minh rằng Việt Nam vẫn đang phải đối mặt với sự lựa chọn bắt buộc trong chính sách
ix

bộ ba bất khả thi và chỉ ra xu hướng lựa chọn chính trong tương lai sẽ là gia tăng hội
nhập tài chính và độc lập tiền tệ.
1 = .  + .  + .  +  (1)
Trong đó: ERS, MI, KAOPEN là các chỉ số thể hiện mức độ ổn định tỷ giá, độc lập
tiền tệ và hội nhập tài chính; a, b, c là các hệ số mà chúng ta cần ước lượng.
Tuy nhiên, Taguchi (2011) đã chỉ ra rằng: (1) bộ chỉ số mà Aizenman, Chinn và
Ito (2008) đề xuất vẫn có một số nhược điểm đáng quan tâm, đặc biệt là về tính dừng
của các chỉ số; (2) phương pháp mà Aizenman, Chinn và Ito (2008) đề xuất không xem
xét được mối liên hệ giữa các biến trong bộ ba bất khả thi với nhau cũng như mối liên
hệ giữa bộ ba với các biến số khác như dự trữ ngoại hối. Trên cơ sở đó, ông đề xuất
một mô hình hồi quy mới để có thể xem xét mối liên hệ này, trong đó tập trung các mối
quan tâm vào biến độc lập tiền tệ bằng cách đưa biến độ nhạy cảm lãi suất, đại diện
cho độc lập tiền tệ, thành biến phụ thuộc trong mô hình:
()
()
=  + . + .  + . 
(2)
Trong đó: DIR là lãi suất trong nước, UIR là lãi suất Mỹ, FNI là chỉ số hội nhập
tài chính, RGF là biến giả của chế độ tỷ giá (RGF = 1 trong trường hợp tỷ giá thả nổi,

Ở đây, chúng tôi giả định rằng các biến hội nhập tài chính, chế độ tỷ giá và dự
trữ ngoại hối không bị ảnh hưởng bởi lãi suất Mỹ, tức là, FNI, RGF và RES không phải
là một hàm số của UIR.
Như vậy chúng ta sẽ hồi quy mô hình (4) để thu được các hệ số ước lượng cần
thiết và dùng chúng để khái quát mối quan hệ giữa các biến số trong bộ ba bất khả thi
và thực hiện các phân tích sau hơn. Phần tiếp sẽ trình bày phương pháp được dùng để
ước lượng mô hình (4)
 Phương pháp ước lượng Moment tổng quát GMM
Thực tế thực hiện chỉ ra rằng phương trình (4) không thể hồi quy bằng phương
pháp OLS thông thường vì giả thiết các biến nội sinh bị vi phạm. Do đó, trong bài viết
này chúng tôi đã sử dụng phương pháp Ước lượng Moment tổng quát để xử lý số liệu
cho Việt Nam. GMM được Lars Peter Hansen trình bày lần đầu tiên vào năm 1982
trong bài viết “Large Sample Properties of Generalized Methods of Moments
Estimators” được đăng trong Econometrica, Vol. 50, page 1029-1054. Một cách tổng
quan, GMM là phương pháp tổng quát của rất nhiều phương pháp ước lượng phổ biến
như OLS, GLS, MLE,….Ngay cả trong điều kiện giả thiết nội sinh bị vi phạm, phương
pháp GMM cho ra các hệ số ước lượng vững, không chệch, phân phối chuẩn và hiệu
quả. Đó là lý do chúng tôi lựa chọn phương pháp này.
Để ước lượng được vector hệ số β, Phương pháp GMM sẽ dùng một bộ L vector
các biến công cụ (trong ước lượng GMM còn được gọi là các điều kiện Moment) và số
xi

lượng biến công cụ phải không ít hơn số biến trong mô hình (  ). Điều kiện để một
biến được chọn là biến công cụ là nó không được tương quan với phần dư, điều này có
nghĩa là:






=
1







= 0
và đi tìm Vector β thõa mãn phương trình trên.
Khi số lượng điều kiện moment lớn hơn số biến trong mô hình ( > ) thì
phương trình không thể xác định một nghiệm chính xác duy nhất (có nhiều nghiệm có
thể thõa mãn phương trình). Khi đó mô hình được gọi là overidentified. Trong trường
hợp đó, chúng ta phải thực hiện tính toán lại nhằm xác định giá trị β làm cho điều kiện
moment 









“gần” bằng 0 nhất có thể, khái niệm “gần” được hiểu là khoảng
cách với giá trị 0 là nhỏ nhất, khoảng cách đó được xác định như sau:


, 

Overidentifying Restrictions (Overidentifying Restrictions Test) hay còn gọi là kiểm
định Sargent (Sargent Test) hoặc kiểm định J (J – Test). Đây là kiểm định cần thiết
trong trường hợp số biến công cụ nhiều hơn số biến trong mô hình. Ý tưởng của kiểm
xii

định là xem xét biến công cụ có tương quan với phần dư của mô hình không. Nếu câu
trả lời là không, khi đó biến công cụ là nội sinh, thì biến công cụ được chọn là phù hợp
và mô hình sử dụng biến đó để ước lượng cũng phù hợp. Kiểm định Sargent sử dụng
thống kê J (J – statistic) nhằm kiểm định giả thiết H
0
- biến công cụ là nội sinh, mô
hình phù hợp. Thống kê J tuân theo phân phối Chi Bình phương và được trình bày trên
bảng kết quả ước lượng của phần mềm Eviews 7 cùng với giá trị P – Value tương ứng
của nó.
 Dữ liệu sử dụng trong bài
Bài viết đề xuất sử dụng cả 2 bộ dữ liệu của Aizenman, Chinn và Ito (2008) và
của Taguchi (2011). Bộ số liệu thứ nhất được chúng tôi sử dụng để ước lượng mô hình
(1) và thực hiện các phép tính toán sau đó. Bộ dữ liệu còn lại được chúng tôi dùng
xuyên suốt trong phần còn lại của bài. Chúng tôi sử dụng bộ dữ liệu này trên cơ sở đề
xuất của Taguchi (2011) nhằm khắc phục những nhược điểm của bộ chỉ số của
Aizenman, Chinn và Ito (2008). Các chỉ số được sử dụng trong phương trình bao gồm:
o Đối với chỉ số của chế độ tỷ giá: chúng tôi đề cập đến phân loại của Reinhart và
Ilzetzki (2009). IMF báo cáo chế độ tỷ giá dựa trên thông tin quốc gia thành viên
cung cấp. Tuy nhiên, cách phân loại của IMF bị chỉ trích vì nó không thực sự
phản ánh đúng chế độ tỷ giá đang hiện hành của quốc gia đó bởi vì nó chỉ dựa
vào thông tin mà chính quốc gia đó cung cấp. Nhiều nhà kinh tế học, do đó đã
trình bày những phân tích riêng của họ về hệ thống tỷ giá một cách thực tế.
Reinhart và Ilzetzki (2009) đã mô tả một cách phân loại chế độ tỷ giá phức tạp
hơn của IMF, ở đó có thể xem xét vừa các yếu tố pháp lý và các yếu tố thực tế,
kiểm tra chế độ hiện hành được báo cáo theo từng thời điểm cũng như kiểm tra

hướng chính sách trong dài hạn để có thể đảm bảo mục tiêu tăng trưởng và ổn định vĩ
mô, đồng nghĩa với việc cần hướng tới một chế độ tỷ giá linh hoạt hơn trong sự góp
mặt của dự trữ ngoại hối. Để có thể xem xét sự đánh đổi ở Việt Nam, chúng tôi đã
kiểm định tổng bộ ba chỉ số theo một tỷ trọng nào đó là một hằng số:
.  + .  + .  +  = 1.
xiv

Nếu mức độ phù hợp của mô hình hồi qui là cao, nó sẽ cho thấy mối tương quan
tuyến tính là hoàn hảo đủ để giải thích cho sự đánh đổi về mặt tỷ trọng của các chỉ số.
Tiếp đó, chúng tôi đã tính toán lại tổng của bộ ba và các cặp kết hợp có thể có theo
trọng số vừa ước lượng được để trả lời câu hỏi tiếp theo, nên chọn chính sách hay bộ
đôi chính sách nào. Những phân tích của chúng tôi đã cho thấy độc lập tiền tệ và hội
nhập nhập tài chính sẽ là mục tiêu chính sách trong dài hạn. Tuy nhiên, phương pháp
của Aizenman, Chinn, Ito chỉ sử dụng chỉ tiêu hiệu quả của các cặp kết hợp trong bộ ba
để lựa chọn. Điều này đồng nghĩa với việc sự tương quan nội bộ giữa hai chỉ số trong
kết hợp được lựa chọn đã không được xem xét. Hiệu quả của kết hợp độc lập tiền tệ và
hội nhập tài chính sẽ không còn đúng như những gì chúng tôi đã trình bày nếu sự gia
tăng trong hội nhập tài chính dẫn đến sự gia tăng (tương quan dương) hoặc sụt giảm
(tương quan âm) trong độc lập tiền tệ. Điều này là hoàn toàn có thể xảy ra đặc biệt là
đối với các chuỗi dữ liệu kinh tế. Nếu điều đó xảy ra thì chính sách nào cần được lựa
chọn và chính phủ Việt Nam có cần can thiệp bằng những công cụ khác không?
Đứng trước những thách thức và hạn chế trong phương pháp của Aizenman,
Chinn và Ito; chúng tôi tiếp tục sử dụng phương pháp được đề xuất bởi Taguchi (2011)
nhằm giải quyết những vấn đề còn khúc mắc nêu trên. Taguchi (2011) đã xem xét bộ
ba bất khả thi dưới một góc độ khác, trong đó, tác giả đặt độc lập tiền tệ là trung tâm
trong tương quan với hội nhập tài chính, chế độ tỷ giá và dự trữ ngoại hối. Dưới đây là
mô hình hồi qui thể hiện ý tưởng của Taguchi (2011):
()
()
=  + . + .  + . 

có nghĩa là khi tỷ giá càng linh hoạt (ERS càng giảm và tiến về 0) thì mức độ
độc lập tiền tệ càng gia tăng. Điều này một lần nữa phù hợp với kết luận của
Taguchi (2011) khi ông chỉ ra rằng: ở các quốc gia mới nổi Châu Á, các quốc
xvi

gia thực hiện chế độ tỷ giá linh hoạt có mức độ độc lập cao hơn các nước theo
chế độ tỷ giá cố định.
Có thể tóm lược ngắn gọn ý nghĩa rút ra từ mô hình hồi quy như sau: Trong bối
cảnh Việt Nam lựa chọn hai mục tiêu là hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ (giả thiết)
thì kết quả hồi quy lại cho thấy càng hội nhập thì càng mất độc lập tiền tệ; tuy nhiên
việc thả nổi tỷ giá hay gia tăng dự trữ ngoại hối lại có tác dụng làm gia tăng độc lập
tiền tệ. Điều này gợi ý cho việc sử dụng dự trữ ngoại hối và/hoặc chính sách tỷ giá linh
hoạt như cái neo hữu hiệu để đảm bảo bộ đôi chính sách mục tiêu
Thật không dễ dàng để xây dựng một hệ thống dự báo cũng như kiểm soát tình
hình diễn biến trong tương lai cho bất cứ một chỉ số nào trong bộ ba bất khả thi. Bởi lẽ
chúng chịu tác động của rất nhiều yếu tố kinh tế vĩ mô cũng như những tác động tương
tác giữa các chỉ số. Tuy nhiên việc xây dựng một hệ thống như vậy là hết sức cần thiết
và hiệu quả nếu như ta muốn nghiêm túc thực hiện các mục tiêu đã lựa chọn trong bộ
ba bất khả thi cũng như bất kỳ một chính sách nào. Trong phạm vi bài này, do những
giới hạn nghiên cứu khách quan, những dự báo mà chúng tôi trình bày dưới đây thuần
nhất là các kết quả nghiên cứu nghiêm túc cũng như những ý tưởng sơ khởi ban đầu về
một cơ chế giám sát, quản lý và điều chỉnh trong việc thực hiện các mục tiêu trong bộ
ba bất khả thi.
Từ mục tiêu thực hiện được hai mục tiêu độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính,
chúng tôi sẽ xây dựng nên các kịch bản khác nhau nhưng vẫn đạt được 2 mục tiêu đó.
Vì độ nhạy cảm lãi suất đại diện cho mức độ độc lập được xác định dựa vào các biến
còn lại nên để đảm bảo thực hiện được cả 2 mục tiêu đã lựa chọn, chúng tôi sẽ cho
trước biến FNI gia tăng theo thời gian. Theo kết luận ở phần trên, sự gia tăng của biến
FNI sẽ làm giảm độc lập tiền tệ. Để gia tăng được độc lập tiền tệ thì sự đóng góp của
dự trữ ngoại hối và ổn định tỷ giá phải lớn hơn tác động giảm của hội nhập tài chính.

Về mặt thực tiễn, bài nghiên cứu đã kết hợp được cả hai ưu điểm trong phương
pháp của hai nhóm tác giả, nhằm xem xét thực trạng bộ ba bất khả thi một cách toàn
diện và sâu sắc. Sử dụng phương pháp của Aizenman và cộng sự, bài nghiên cứu đã
chứng minh được quy luật đánh đổi của bộ ba bất khả thi thực sự tồn tại ở Việt Nam,
và chỉ ra được xu hướng lựa chọn bộ đôi chính sách mục tiêu trong dài hạn nhằm mục
tiêu tăng trưởng bền vững trong dài hạn. Với phương pháp luận của Taguchi, bài
nghiên cứu đã xác định được mối quan hệ tương quan giữa hội nhập tài chính, độc lập
tiền tệ, chế độ tỷ giá và dự trữ ngoại hối lên độc lập tiền tệ. Từ đó, xây dựng các kịch
bản cho Việt Nam nhằm theo đuổi bộ đôi chính sách mục tiêu được lựa chọn và cuối
cùng là đưa ra được một kịch bản tối ưu cho Việt Nam. Mô hình dự báo mà chúng tôi
xây dựng trong giới hạn bài viết này chỉ mang tính chất gợi mở và có thể là nền tảng
cho một hệ thống dự báo hoàn thiện trong trương lai. Hệ thống này có thể cập nhật
nhanh chóng những sự thay đổi tức thời của các biến, trên cơ sở đó tính toán lại giá trị
dự báo về độ nhạy cảm cũng như mức độ hội nhập tài chính; so sánh với giá trị dự báo
trước đó để thực hiện những điều chỉnh cần thiết
 Hƣớng phát triển của đề tài
Để thuận tiện trong việc tính toán, bài nghiên cứu dựa trên một số giả định quan
trọng nhưng đó cũng là một trong những hạn chế của đề tài, trên cơ sở đó, chúng tôi
cũng gợi ý một số cách khắc phục.
xix

o Giả định tốc độ tăng của các biến là cố định trong suốt thời kỳ. Cập nhật số liệu
các biến thường xuyên, tính toán tốc độ tăng các biến cho từng kỳ dự báo có thể
là một số gợi ý để giải quyết vấn đề này
o Các hệ số ước lượng cứng nhắc: chúng tôi sử dụng giả định trong tương lai
không có những cú sốc trong các biến số bộ ba bất khả thì để sử dụng hệ số hồi
quy giai đoạn 1996 – 2010 để dự báo cho các năm tiếp theo. Để khắc phục điều
này, người sử dụng có thể cập nhật các số liệu mới nhất, tiến hành hồi quy lại và
sử dụng các hệ số đó để dự báo.
Một hạn chế khác về độ trễ dữ liệu: tính đến thời điểm hiện tại, chúng tôi chỉ có

thức trong việc kiểm soát dòng vốn. Và lúc này, chính sách tiền tệ với những can thiệp
vào thị trường vốn cũng như vô hiệu hóa những can thiệp đó để duy trì dòng vốn và ổn
định thị trường tài chính khó có thể thực hiện được trong cơ chế tỷ giá gần như cố định
ở Việt Nam. Vậy lời giải nào cho bài toán bộ ba bất khả thi ở Việt Nam?
Như kết quả nghiên cứu của nhóm chúng tôi vào năm 2011 cho Việt Nam dựa
trên phương pháp nghiên cứu và bộ dữ liệu của Aizenman, Chinn và Ito (2008) từ năm
2

1990 đến năm 2010 với việc kiểm định hồi quy mô hình tương quan tuyến tính giữa
các chỉ số bộ ba bất khả thi với tổng các chỉ số là một hằng số, và cùng với việc kiểm
định, tính toán trên các chỉ số bộ ba bất khả thi, chúng tôi đã đi đến hai kết luận quan
trọng là: lý thuyết bộ ba bất khả thi thực sự tồn tại ở Việt Nam, nghĩa là có sự đánh đổi
trong việc lựa chọn chính sách tại Việt Nam; và bộ đôi chính sách được lựa chọn là hội
nhập tài chính và độc lập tiền tệ là xu hướng chính sách trong dài hạn để có thể đảm
bảo mục tiêu tăng trưởng và ổn định vĩ mô, đồng nghĩa với việc cần hướng tới một chế
độ tỷ giá linh hoạt hơn trong sự góp mặt của dự trữ ngoại hối.
Tính đến thời điểm hiện nay, một hạn chế trong các nghiên cứu của Việt Nam
về bộ ba bất khả thi là chủ yếu dựa trên phương pháp và các kết quả nghiên cứu của
Aizenman, Chinn và Ito (2008) để tính toán và đưa ra nhận định. Và phương pháp này
cũng bộc lộ những điểm còn hạn chế, đặc biệt là về các chỉ số đo lường bộ ba bất khả
thi. Theo một nghiên cứu mới đây của Taguchi và các cộng sự (2011), các biến trong
bộ ba bất khả thi được xem xét ở một góc nhìn khác, bài nghiên cứu xoay quanh vấn đề
độc lập tiền tệ trong mối quan hệ với các biến còn lại của bộ ba bất khả thi và dự trữ
ngoại hối – nhân tố được xem là cái neo cho độc lập tiền tệ ở các nước mới nổi với
“nỗi lo sợ thả nổi”. Một điểm đáng chú ý là với phương pháp này, các tác giả đã
nghiêm túc xem xét lại các kết quả và phương pháp của Aizenman, Chinn và Ito
(2008), sử dụng những chỉ số thay thế với nhiều khác biệt và phần nào khắc phục được
những hạn chế còn tồn tại trong tính toán của Aizenman, Chinn và Ito (2008), điều đặc
biệt hơn, chúng ta không chỉ dừng lại ở việc kiểm định sự tồn tại của bộ ba bất khả thi
theo mô hình tương quan tuyến tính với tổng các chỉ số trong bộ ba bất khả thi là một

thực tiễn hay không, các bài nghiên cứu trước đây đã ước lượng độ nhạy cảm của lãi
suất nội địa so với sự thay đổi trong lãi suất cơ sở, kiểm tra xem liệu lãi suất nội địa có
4

ít nhạy cảm hơn đối với sự thay đổi của lãi suất cơ sở trong chế độ tỷ giá thả nổi hay là
trong chế độ tỷ giá cố định. Tuy nhiên, các bài nghiên cứu vẫn chưa đưa ra được bằng
chứng thuyết phục cho quan điểm này.
Hausmann, Gavin, Pages-Serra, và Stein (1999) đã nghiên cứu mối quan hệ
giữa sự dịch chuyển hằng ngày trong lãi suất nội địa 30 ngày và lãi suất đồng Đô la
nước ngoài trên trái phiếu quốc gia của Argentina, Venezuela và Mexico trong giai
đoạn 9/1997 và 2/1999. Họ chỉ ra rằng sự thay đổi trong lãi suất nước ngoài có ảnh
hưởng lớn nhất đến lãi suất trong nước ở Mexico (đất nước thả nổi tỷ giá), ảnh hưởng
thấp nhất đến Argentina (đất nước có chế độ tỷ giá cố định chặt chẽ) và mức ảnh
hưởng trung bình đến Venezuela (một đất nước với chế độ thả nổi có quản lý). Họ còn
thực hiện một nghiên cứu tương tự với việc sử dụng số liệu hàng tháng của 11 quốc gia
cho giai đoạn 1960 đến 1998, cho thấy rằng lãi suất Mỹ tác động đến lãi suất nội địa
khoảng 25% thấp hơn ở những quốc gia neo tương đối với những quốc gia khác. Do
đó, họ không tìm thấy bằng chứng nào cho thấy thả nổi tỷ giá thì tốt hơn trong việc
cách ly lãi suất nội địa khỏi bị ảnh hưởng bởi những thay đổi trong lãi suất nước ngoài.
Frankel (1999) cũng cho thấy mối tương quan của lãi suất Mỹ đối với những nước thả
nổi (Brazil và Mexico) dường như lớn hơn đối với những nước neo theo đồng Đô la
(dollarizers) (Panama, Argentina, và Hồng Kông) giai đoạn 1986 đến 1998. Điều này
đồng thời dẫn đến sự xét đoán rằng những chứng khoán của các nước mới nổi có thể
phải trả một phần bù rủi ro, và phần bù này có thể nhạy cảm với lãi suất của chính phủ
Mỹ. Cả Hausmann và cộng sự (1999) và Frankel (1999) dường như đi theo hướng tiếp
cận của “nỗi lo sợ thả nổi” (fear of floating).
Ngược lại, Borensztein, Zettelmeyer và Philippon (2001) thì tập trung vào
những quốc gia có chế độ tỷ giá có thể dễ dàng xác định là cố định hay là thả nổi trong
thời kỳ đầu đến giữa năm 1990, cho thấy rằng lãi suất ở Hồng Kông, nước có chế độ tỷ
giá cố định, phản ứng mạnh đối với lãi suất ở Mỹ hơn là lãi suất Singapore, nước có

6

khoản vốn ít có nhận được sự phản ứng ít hơn hay không. Quan trọng là, họ tìm thấy
rất ít bằng chứng cho thấy những phản ứng đối với lãi suất là nhỏ hơn đối với những
nước có biện pháp kiểm soát vốn cao và cho thấy rằng sự kiểm soát rất khó để có thể
có hiệu lực và ít tốn kém.
Liên quan đến mối liên hệ giữa cả ba biến trong bộ ba bất khả thi: Độc lập tiền
tệ, chế độ tỷ giá và hội nhập tài chính, phải kể đến những đóng góp quan trọng của các
tác giả Aizenman, Chinn và Ito (2008). Bài nghiên cứu tổng hợp về mối liên hệ giữa
độc lập tiền tệ và các biến liên quan bao gồm hơn 100 quốc gia suốt thời kỳ 1970-2006.
Aizenman, Chinn và Ito (2008) đã phát triển một công cụ định lượng mới để xem xét
các thành phần của bộ ba bất khả thi, và xác định mức độ tuyến tính của những thành
phần này theo cách cho tổng của 3 biến bộ ba bất khả thi là một hằng số, nhằm chứng
minh quy luật rằng việc tăng lên của một yếu tố bộ ba bất khả thi sẽ dẫn đến việc giảm
đi của hai biến còn lại.
Họ còn phân tích một mối liên kết khác: đó là giữa các thành phần bộ ba bất khả
thi và mức độ của dự trữ ngoại hối, phát triển dựa theo nghiên cứu của Obstfeld,
Shambaugh và Taylor(2008). Obstfeld và cộng sự (2008) đã xây dựng nên một mô
hình ổn định tài chính (financial-stability model) ngụ ý rằng độ lớn của tổng dư nợ tài
chính quốc nội (domestic financial liabilities) có khả năng chuyển đổi thành ngoại tệ
(foreign currcency M2), độ mở tài chính (financial openness), khả năng tiếp cận ngoại
tệ thông qua thị trường vốn (debt markets), và các chính sách tỷ giá thì luôn là những
biến dự báo quan trọng của dự trữ ngoại hối. Aizenman, Chinn và Ito (2008) cuối cùng
đã tổng kết những quan sát của họ trong mô hình “kim cương”, bốn đỉnh của mô hình
này thể hiện độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá, dự trữ ngoại hối và hội nhập tài chính, với
từng chỉ số dao động từ 0 đến 1.
Các kết quả chính của Aizenman, Chinn và Ito (2008) như sau: Những quốc gia
công nghiệp, sau khi từ bỏ ổn định tỷ giá vào những năm 1980, đã gia tăng mức độ ổn
định tỷ giá trong suốt thời kỳ 1991-2006 (thể hiện sự ra đời của đồng tiền chung Euro