Tải bản đầy đủ
Nội dung và các kết quả nghiên cứu

Nội dung và các kết quả nghiên cứu

Tải bản đầy đủ

18

j là quốc gia cơ sở (Mỹ)
ii là lãi suất tiền gửi hàng tháng của Việt Nam
ij là lãi suất thị trường tiền tệ hàng tháng của Mỹ
Áp dụng công thức trên cho số liệu thu thập từ IMF, kết quả tính toán MI của
Việt Nam như sau:

Bảng 4.1: Chỉ số độc lập tiền tệ của Việt Nam từ năm 1997 đến năm 2012
Năm
MI
Năm
MI

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

0,8490 0,6147 0,9395 0,4372 0,7557 0,7163 0,1305 0,0233
2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

0,0510 0,2639 0,0689 0,5635 0,8737 0,2818 0,8041 0,9042
Nguồn: Tính toán của tác giả

Hình 4.1: Chỉ số độc lập tiền tệ của Việt Nam từ năm 1997 đến năm 2012

Nguồn: Tính toán của tác giả

Kết quả trên cho thấy, mức độ độc lập tiền tệ của Việt Nam khá cao từ năm
1997 đến năm 2002, tuy nhiên, nó giảm mạnh trong khoảng thời gian từ 2003 đến
2007, và sau đó tăng trở lại trong giai đoạn cuối. Điều này cho thấy sự độc lập của
chính sách tiền tệ ở Việt Nam so với chính sách tiền tệ của Mỹ thay đổi theo từng

19

thời kỳ. Trước năm 2003 và sau năm 2007, chính sách tiền tệ ở Việt Nam có tính
độc lập tương đối cao so với Mỹ. Nói cách khác, việc điều hành lãi suất ở Việt Nam
không chịu ảnh hưởng lớn bởi việc điều hành lãi suất ở Mỹ trong những khoảng
thời gian này. Tuy nhiên, trong giai đoạn từ năm 2003 đến năm 2007, chỉ số MI của
Việt Nam rất thấp, dao động từ khoảng 0,02 đến 0,2, chứng tỏ chính sách tiền tệ ở
Việt Nam gần như phụ thuộc vào chính sách tiền tệ của Mỹ.
4.2.

Đo lường độ ổn định tỷ giá

Áp dụng công thức ERS 

0,01
và các quy tắc của
0,01  stdev( log(exch _ rate))

Aizenman, Chinn và Ito (2008) đã được trình bày trong phần 2, tác giả tính toán chỉ
số ổn định tỷ giá (ERS) cho Việt Nam như sau:

Bảng 4.2: Chỉ số ổn định tỷ giá của Việt Nam từ năm 1997 đến năm 2012
Năm

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

ERS

0,5019

0,3549

1

0,7402

0,2814

0,8405

Năm

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

ERS

1

1

1

0,6041

0,4364

0,6027

0,3382

1

1 0,8456

Nguồn: Tính toán của tác giả

Hình 4.2: Chỉ số ổn định tỷ giá của Việt Nam từ năm 1997 đến năm 2012

Nguồn: Tính toán của tác giả

20

Đồ thị trên không thể hiện một xu hướng chung cho độ ổn định tỷ giá trong giai
đoạn nghiên cứu. Tỷ giá ổn định cao hoặc ổn định hoàn toàn trong những năm
1999, 2000, 2002–2008, và 2012. Trong những năm khác, tỷ giá tương đối linh
hoạt.
Tuy nhiên khi xem xét độ dao động hàng tháng của tỷ giá, được trình bày trong
hình 4.3, có thể thấy giá trị ERS giảm là do trong những năm này có sự phá giá tiền
tệ, nhưng biên độ dao động tỷ giá hàng tháng đa số nhỏ hơn +/- 0,33%. Từ đó cho
thấy, mặc dù Việt Nam công bố chế độ tỷ giá là chế độ linh hoạt có quản lý, nhưng
trên thực tế đồng Việt Nam gần như được neo chặt chẽ vào đô la Mỹ.

21

Hình 4.3: Độ dao động tỷ giá hàng tháng của Việt Nam từ tháng 01 năm 1997 đến tháng 12 năm 2012

Nguồn: Tính toán của tác giả

22

4.3.

Điều hành bộ ba bất khả thi trong mối quan hệ với dự trữ ngoại hối
ở Việt Nam

Đồ thị kim cương ở hình 4.4 sẽ cho thấy việc điều hành bộ ba bất khả thi trong
mối quan hệ với dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong 3 giai đoạn: 1997-2002, 20032007, 2008-2012.

Hình 4.4: Đồ thị kim cương của Việt Nam giai đoạn 1997 – 2012

Nguồn: Tính toán của tác giả

Hình 4.4 cho thấy trong toàn thời gian nghiên cứu (1997-2012), Việt Nam gần
như không thay đổi về tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP trung bình, mà chỉ thay đổi
trong 3 hướng của bộ ba bất khả thi. Cụ thể, trong giai đoạn 1997-2002, Việt Nam
có mức độ độc lập tiền tệ cao, ổn định tỷ giá cao và hội nhập tài chính thấp. Xu
hướng của Việt Nam trong giai đoạn này phù hợp với kết luận của Chinn và Ito

23

(2007), hai tác giả này cho rằng sau cuộc khủng hoảng Châu Á 1997, hội nhập tài
chính của các quốc gia Châu Á đã giảm xuống.
Tuy nhiên, xu hướng này đã thay đổi mạnh mẽ từ năm 2003 đến năm 2007 với
sự kết hợp của chính sách tiền tệ độc lập thấp, hội nhập tài chính thấp và ổn định tỷ
giá hoàn toàn. Việc điều hành chính sách bộ ba bất khả thi của Việt Nam trong giai
đoạn này không giống như những quốc gia mới nổi khác, mà gần giống với các
nước công nghiệp hơn. Theo Aizenman, Chinn và Ito (2008), trong khoảng thời
gian này, ở các thị trường mới nổi, ba hướng của cấu hình bộ ba bất khả thi đang
hội tụ đến một “điểm trung gian” với chế độ tỷ giá linh hoạt có quản lý kết hợp với
mức độ độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính trung bình, và được đệm bằng cách
nắm giữ lượng dự trữ ngoại hối lớn. Còn các nước công nghiệp đã trải qua sự phân
kỳ của bộ ba bất khả thi và di chuyển về phía sự kết hợp của tỷ giá hối đoái ổn định
hơn với hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ thấp.
Từ sau năm 2008, Việt Nam lại lựa chọn độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá cao
giống như giai đoạn đầu, chỉ khác ở xu hướng hội nhập tài chính. Hội nhập tài chính
từ năm 2008 đến 2012 là cao nhất trong toàn thời gian nghiên cứu. Điều này cũng
phù hợp với thực tế, vì năm 2007, Việt Nam đã gia nhập WTO nên cần phải nới
lỏng các biện pháp kiểm soát vốn theo luật định. Tuy nhiên, kết quả này cho thấy
cấu hình bộ ba bất khả thi của Việt Nam sau khủng hoảng tài chính 2008 cũng
không giống với những gì Aizenman, Chinn và Ito (2010) dự đoán cho các nước
đang phát triển. Theo nhóm tác giả này, các nước đang phát triển có nhiều khả năng
làm giảm mức độ độc lập tiền tệ và mở cửa tài chính nhưng tăng mức độ ổn định tỷ
giá hối đoái trong những hậu quả của cuộc khủng hoảng kinh tế.
4.4.

Ước lượng mô hình hồi quy

4.4.1. Kết quả ước lượng mô hình hồi quy có các biến liên quan đến dự trữ
ngoại hối
Bài viết này ước lượng mô hình hồi quy đa biến bằng phương pháp OLS đã được
sử dụng trong nghiên cứu “Assessing the emerging global financial architecture:
measuring the trilemma’s configurations over time” của Aizenman, Chinn và Ito

24

(2008) được trình bày trong phần 2. Tuy nhiên, do chỉ áp dụng cho một quốc gia,
thời gian nghiên cứu ngắn (16 năm) và chưa thu thập được một số dữ liệu đối với
trường hợp Việt Nam, nên mô hình được đơn giản hóa như sau:
yt     TLM t  TRt   (TLM t  TRt )  X t   t

Với yt là tốc độ tăng trưởng kinh tế (được tính bằng tốc độ tăng trưởng GDP, ký
hiệu GDPG) hoặc tỷ lệ lạm phát (INF) năm t.
TLM t là một vector của 2 trong 3 chỉ số bộ ba bất khả thi (MI, ERS, KAOPEN)

năm t.
TRt là tỷ lệ dự trữ ngoại hối (trừ vàng) so với GDP (TR) năm t.
TLM t  TRt là một số hạng tương tác giữa chỉ số bộ ba bất khả thi với tỷ lệ dự

trữ ngoại hối (MIxTR, ERSxTR, KAOPENxTR) năm t.
X t là một vector của các biến kiểm soát vĩ mô, bao gồm độ mở thương mại

(được tính bằng tỷ lệ phần trăm của tổng xuất nhập khẩu trên GDP, ký hiệu là TO)
và tốc độ tăng trưởng cung tiền M2 (M2) năm t.
 t là sai số.

Các mô hình cụ thể:
Kết quả ước lượng mô hình được tổng hợp trong bảng 4.3.

25

Bảng 4.3: Kết quả hồi quy của các mô hình có các biến liên quan đến dự trữ ngoại hối

MI

ERS

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

GDPG

GDPG

GDPG

INF

INF

INF

3,768

2,246

16,019

32,987*

(0,218)

(0,458)

(0,459)

(0,037)

3,210

1,600

18,947

-8,712

(0,337)

(0,690)

(0,433)

(0,681)

-1,596

0,938

-25,357

-9,971

(0,575)

(0,794)

(0,021)

(0,601)

0,329

0,177

0,033

1,914

2,300*

0,443

(0,181)

(0,292)

(0,852)

(0,276)

(0,030)

(0,634)

-0,418*

-0,303

-1,051

-2,674*

(0,057)

(0,192)

(0,466)

(0,030)

KAOPEN

TR

MI x TR

ERS x TR

KAOPEN x TR

-0,176

-0,128

-1,759

0,275

(0,432)

(0,658)

(0,292)

(0,865)

0,060

-0,177

1,967*

0,694

(0,706)

(0,342)

(0,014)

(0,475)

26

M2

TO
R2 điều chỉnh

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

GDPG

GDPG

GDPG

INF

INF

INF

-0,050*

-0,034

-0,044

-0,081

0,002

0,007

(0,030)

(0,134)

(0,223)

(0,578)

(0,499)

(0,967)

-0,011

0,001

-0,004

0,145*

0,221*

0,153

(0,301)

(0,967)

(0,889)

(0,077)

(0,082)

(0,331)

67,7%

65%

39,7%

34,8%

59,3%

36,6%

Đa cộng tuyến













Phương sai sai số thay đổi



Không

Không



Không

Không

(0,092)
Tự tương quan


(0,017)

(0,188)

(0,024)

(0,427)
Không
(0,330)

(0,097)
Không
(0,597)

(0,685)
Không
(0,187)

(0,174)
Không
(0,420)

*: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa  = 10%
Xem kết quả chi tiết ở phụ lục A
Nguồn: Tính toán của tác giả

27

Nhìn vào bảng kết quả, ta thấy mỗi mô hình có rất ít (hoặc không có) biến độc
lập có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90%. Chỉ riêng mô hình (5) với biến độc lập
là INF và 7 biến phụ thuộc bao gồm MI, KAOPEN, TR, MIxTR, KAOPENxTR, M2
và TO có 5 biến có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, tất cả các mô hình nghiên cứu đều
vi phạm lỗi của mô hình hồi quy (đa cộng tuyến, hoặc phương sai sai số thay đổi,
hoặc cả 2 hiện tượng này). Do đó, chưa thể kết luận các chỉ số của bộ ba bất khả thi
có tác động như thế nào đến tăng trưởng kinh tế và lạm phát của Việt Nam trong
mối quan hệ với dự trữ ngoại hối, tốc độ tăng trưởng cung tiền và độ mở thương
mại trong giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2012. Ngoài ra, kết quả này cho thấy,
việc ứng dụng mô hình ước lượng của Aizenman, Chinn và Ito (2008) vào trường
hợp thực tế ở Việt Nam là chưa phù hợp.
Lý do mà tác giả đề xuất do là Aizenman, Chinn và Ito đã đưa biến TRt (dự trữ
ngoại hối trừ vàng) và sự tương tác của nó với các chỉ số bộ ba bất khả thi TLMtxTRt - vào mô hình. Nhóm tác giả này cho rằng trong những năm gần đây,
những nước đang phát triển đã tăng cường dự trữ ngoại hối để làm một “tấm đệm”
nhằm giảm tác động của bộ ba bất khả thi. Cụ thể, việc nắm giữ một mức độ dự trữ
ngoại hối cao hơn 21-24% GDP có thể làm giảm hoặc thậm chí đảo ngược ảnh
hưởng làm tăng độ biến động sản lượng của chế độ tỷ giá ổn định. Tuy nhiên, trong
thời gian nghiên cứu, tỷ lệ dự trữ ngoại hối của Việt Nam mặc dù có tăng mạnh về
số lượng (từ 1,99 tỷ USD vào năm 1997 đến 25,57 tỷ USD vào năm 2012), nhưng
xét về tỷ lệ phần trăm so với GDP thì vẫn dưới ngưỡng 21-24% GDP ở hầu hết các
năm (xem hình 4.5). Do đó, việc đưa biến dự trữ ngoại hối và sự tương tác của nó
với các chỉ số bộ ba bất khả thi (TRt và TLMt xTRt) vào mô hình hồi quy có thể gây
ra lỗi của mô hình. Vì vậy, tác giả đề xuất bỏ các biến liên quan đến dự trữ ngoại
hối ra khỏi mô hình nghiên cứu.

28

Hình 4.5: Dự trữ ngoại hối và tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP của Việt Nam
từ năm 1997 đến 2012

Nguồn: Tính toán của tác giả

4.4.2. Kết quả ước lượng mô hình hồi quy không có các biến liên quan đến
dự trữ ngoại hối
Kiểm định thừa biến Wald được tiến hành để khẳng định lại một lần nữa giả
thuyết biến tỷ lệ dữ trự ngoại hối và các biến có liên quan đến dự trữ ngoại hối là
thừa trong các mô hình hồi quy trên. Kết quả của kiểm định này được tổng hợp
trong bảng 4.4.
Kết quả kiểm định Wald cho thấy trong 6 mô hình được kiểm định thì chỉ có
duy nhất mô hình (5) không cần loại bỏ bất kỳ biến nào có liên quan đến dự trữ
ngoại hối; mô hình (1) cần loại bỏ 2 biến TR và TRxERS (lần lượt hoặc đồng thời).
Và 4 mô hình còn lại (2, 3, 4, 6) nên loại bỏ đồng thời cả ba biến có liên quan đến
TR.