Hệ thống chỉ số cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ và khủng hoảng ngân hàng tại việt nam

Tạp chí Khoa học Cơng nghệ, Số 36B, 2018 HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM NGUYỄN THỊ MỸ PHƯỢNG Trường Ðại học Công nghiệp thành phố Hồ Chí Minh; nguyenthimyphuong@iuh.edu.vn Tóm tắt Dựa quan điểm thận trọng, nghiên cứu tích hợp bốn cách tiếp cận Signal, Logit/Probit, BMA (Bayesian Model Averaging) 2SLS (Two Stage Least Squares) để phát triển hệ thống số cảnh báo sớm (Early Warning Indicators – EWI) khủng hoảng tiền tệ (KHTT) khủng hoảng ngân hàng (KHNH) Việt Nam Kết nghiên cứu cho thấy vai trò quan trọng số kinh tế vĩ mô cảnh báo sớm KHTT KHNH Việt Nam, đặc biệt số, bao gồm số giá chứng khoán, tỷ giá thực đa phương, xuất khẩu, M2/dự trữ ngoại hối, tiền gửi ngân hàng, dự trữ ngoại hối, số nhân cung tiền M2 tác động khủng hoảng tài (KHTC) tồn cầu Thêm vào đó, nghiên cứu tìm thấy chứng mối quan hệ nhân hai chiều KHTT KHNH Việt Nam, đồng thời cung cấp chứng thực nghiệm tác động tượng đô la hóa đến khả xảy KHTT tác động mạnh mẽ KHTC toàn cầu đến khả xảy KHTT KHNH kinh tế nhỏ mở cửa Việt Nam Từ khóa Khủng hoảng tiền tệ, khủng hoảng ngân hàng, cảnh báo sớm EARLY WARNING INDICATORS OF CURRENCY CRISES AND BANKING CRISES IN VIETNAM Abstract Based on a prudential viewpoint, this study applies the combination of four methods, including Signal, Logit/Probit, BMA (Bayesian Model Averaging), and 2SLS (Two Stage Least Squares) to develop early warning indicators of currency crises and banking crises in Viet Nam The findings show the empirical evidence of the important role of macroeconomic variables in the early warning, especially indicators, including stock price index, real effective exchange rate, exports, M2/reserves, bank deposits, reserves, M2 multiplier and the impact of the global financial crisis have the meaningful significance in the early warning for currency crises and banking crises in Viet Nam This study supports to empirical literature that the impact of dollarization on the probability of currency crises, and the impact of the global financial crisis of 2008 on the probability of currency crises and banking crises in small emerging economies and open such as Vietnam Keywords Currency crises, banking crises, early warning GIỚI THIỆU Trong hai thập kỷ qua, giới chứng kiến gia tăng chưa có KHTT KHNH, tiêu biểu khủng hoảng tổ chức cho vay tiết kiệm Mỹ năm 1980, sụp đổ hệ thống tiền tệ Châu Âu 1992–1993, khủng hoảng Mexico 1994–1995, KHTC Châu Á 1997–1998, khủng hoảng Argentina 2002 gần KHTC toàn cầu 2008 bắt nguồn từ hoạt động cho vay chấp chuẩn Mỹ Chỉ tính giai đoạn 1970–2011 có đến 147 KHNH xảy quốc gia giới với thiệt hại sản lượng bình qn lên đến 23% GDP chi phí tài khóa để giải hậu khủng hoảng bình qn lên đến 6,8% GDP, chí có quốc gia đến 50% GDP hàng năm cho việc tái cấu trúc hệ thống ngân hàng sau khủng hoảng (Laeven & Valencia, 2012) KHTT gây thiệt hại sản lượng từ 3% đến 15% GDP (Hutchison, Noy & Wang, 2010) Có thể thấy, tổn thất mà khủng hoảng gây chi phí để giải quyết, xử lí hậu vô nặng nề, đồng thời tác động khủng hoảng lâu dài sâu rộng không giới hạn phạm vi biên giới quốc gia mà lan truyền sang nước khác cách nhanh chóng mạnh mẽ Chính vậy, việc xây dựng phát triển hệ thống số cảnh báo sớm KHTT KHNH nhận quan tâm rộng rãi nhiều nhà nghiên cứu, tổ chức tài quốc tế ngân hàng trung ương giới với mục đích phịng ngừa khủng hoảng © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 103 Các cơng trình nghiên cứu thực nghiệm cảnh báo sớm KHTT KHNH nhiều, đặc biệt kể từ sau KHTC Châu Á 1997–1998, chủ yếu sử dụng hai cách tiếp cận phổ biến Signal Logit/Probit (Kaminsky, Lizondo & Reinhart, 1998; Berg & Patillo, 1999; Kaminsky & Reinhart, 1999; Demiguc–Kunt & Detragiache, 1998; Edison, 2003; Falcetti & Tudela, 2008; Frankel & Saravelos, 2012; Rahman & Hasan, 2014) Trong năm gần đây, số cách tiếp cận khác bắt đầu nhiều nghiên cứu sử dụng cảnh báo sớm KHTT và/hoặc KHNH, bao gồm BMA (Crespo-Cuaresma & Slacik, 2009; Hosni, 2014; Babecký & et al., 2014) 2SLS (Dapontas, 2011) Tuy nhiên, tất nghiên cứu chưa tích hợp bốn cách tiếp cận Signal, Logit/Probit, BMA & 2SLS cảnh báo sớm KHTT KHNH tính đến thời điểm tại, chưa có nghiên cứu cảnh báo sớm KHTT KHNH thức cơng bố Việt Nam Điều địi hỏi quan tâm quan chức năng, nhà nghiên cứu Việt Nam hội nhập kinh tế khu vực giới ngày sâu rộng, mơi trường vĩ mơ chưa bền vững, khu vực ngân hàng cịn non yếu, ln tiềm ẩn nguy KHTT KHNH Bối cảnh thực tiễn Việt Nam cho thấy tình hình kinh tế vĩ mơ Việt Nam tính đến 2017 dù cải thiện, lạm phát kiểm soát thâm hụt ngân sách triền miên ngày gia tăng theo thời gian, đầu tư cơng hiệu quả, chất lượng tăng trưởng kinh tế thấp, nợ nước tăng dự trữ ngoại hối thấp Bối cảnh phản ánh tảng kinh tế vĩ mô Việt Nam cịn yếu chưa bền vững, theo mơ hình KHTT Krugman (1979) Flood & Garber (1984) cho thấy nguy KHTT lớn có cơng đầu tiền tệ xảy ra, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam khơng có dự trữ ngoại hối đủ lớn để can thiệp tỷ giá Mặc dù tính đến cuối năm 2017, dự trữ ngoại hối Việt Nam mức cao kỷ lục 53 tỷ USD, số tương đương 2,9 tháng nhập khẩu, chưa đạt mức tối thiểu theo thông lệ quốc tế quy định tháng nhập thấp nhiều so với nước khu vực ASEAN Indonesia, Thái Lan, Singapore, Philippines có dự trữ ngoại hối từ tháng đến năm nhập Do đó, KHTT xảy tác động mạnh mẽ, đe dọa đến ổn định hệ thống ngân hàng, chí gây KHNH Đặc biệt, nguy cao tiến trình tự hóa tài Việt Nam ngày diễn mạnh mẽ tiến đến giai đoạn cuối mở cửa hoàn tồn tài khoản vốn Khi đó, cú sốc ngoại sinh từ biến động kinh tế giới khuếch đại tác động làm gia tăng yếu nội thân kinh tế Việt Nam, đẩy kinh tế Việt Nam vào tình trạng khủng hoảng Việt Nam có nguy cao đối mặt với khả KHTT, kéo theo KHNH trường hợp KHTC Châu Á 1997-1998 dịng vốn nước ngồi ngắn hạn tự di chuyển vào/ra Việt Nam Trong đó, hệ thống ngân hàng Việt Nam mức độ an tồn thấp, q trình tái cấu, chứa đựng nhiều bất ổn tài thực tế thời gian qua xuất số kiện KHNH KHNH nguyên nhân gây KHTT (Kaminsky & Reinhart, 1999) Ngoài ra, Luật phá sản Quốc hội thông qua năm 2014, Luật tổ chức tín dụng chưa thức công nhận vấn đề phá sản lĩnh vực ngân hàng Lý lĩnh vực ngân hàng coi nhạy cảm dựa vào kiện hoạt động M&A tài trợ từ Ngân hàng Nhà nước để cảnh báo KHNH Tuy nhiên, bất ổn gần hệ thống ngân hàng đòi hỏi phải xem xét đến vấn để cảnh báo KHTT KHNH Việt Nam Chính vậy, tác giả tập trung nghiên cứu hệ thống số cảnh báo sớm KHTT KHNH Việt Nam dựa tích hợp bốn cách tiếp cận (Signal, Logit/Probit, 2SLS BMA) để đạt hiệu cao cảnh báo sớm Jung & Jeong (2011) chất lượng hệ thống cảnh báo sớm củng cố cải thiện sở tích hợp cách tiếp cận khác Lý cách tiếp cận có điểm mạnh điểm yếu riêng (bất lợi cách tiếp cận lợi cách tiếp cận ngược lại) khơng có cách tiếp cận hoàn hảo vượt trội Chẳng hạn ưu điểm Signal mơ hình phi tham số, qua kiểm định thống kê, cho phép sử dụng nhiều tiêu cảnh báo lúc, từ giúp vừa theo dõi tiêu toàn diện, vừa theo dõi tiêu riêng lẻ, giúp đánh giá biến động bất thường tiêu, phận nhỏ kinh tế theo đánh giá nguy khủng hoảng tổng thể Tuy nhiên, nhược điểm Signal bỏ qua tương tác biến, thực tế khơng phải tất biến báo trước nguy khủng hoảng cung cấp tín hiệu cảnh báo cần thiết, mà tác động biến bị trung hòa, loại trừ đẩy mạnh biến Hạn chế Signal ưu điểm Logit/Probit Bên cạnh đó, BMA có tính chất hỗ trợ việc kiểm tra vững mạnh biến, lựa chọn biến có khả cảnh báo tốt tập hợp hàng loạt biến không chắc chắn Nếu số lượng biến lớn, hồi quy theo Logit/Probit hay 2SLS vướng phải vấn đề đa cộng © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh 104 HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM tuyến cao Logit/Probit hay 2SLS cho phép chạy mơ hình hồi quy với số lượng biến hữu hạn Song, Signal, Logit/Probit BMA xây dựng hệ thống cảnh báo sớm sở đơn phương trình, chưa xét đến tính chất ngẫu nhiên, động đồng thời biến số kinh tế vĩ mơ hệ thống Trong đó, kỹ thuật 2SLS ước lượng tham số dạng cấu hệ phương trình đồng thời, tránh thiên lệch không quán phương trình đồng thời Do đó, 2SLS hỗ trợ tốt cho ba cách tiếp cận Signal, Logit/Probit BMA Bên cạnh đó, việc tích hợp bốn cách tiếp cận giúp cho việc đánh giá, so sánh kiểm chứng kết cảnh báo sớm KHTT KHNH nhằm tìm thấy chứng tương đồng kết nghiên cứu, theo làm cho nhận định thuyết phục Theo đó, nghiên cứu dự kiến mang lại đóng góp thơng qua tích hợp phương pháp tiếp cận khác cảnh báo sớm KHTT KHNH Ngoài ra, kết nghiên cứu mang lại đóng góp thực nghiệm vai trị quan trọng biến kinh tế vĩ mô cảnh báo sớm KHTT KHNH Việt Nam, đặc biệt nghiên cứu tìm thấy chứng mối quan hệ nhân hai chiều KHTT KHNH Việt Nam Phần lại nghiên cứu cấu trúc sau: Phần trình bày phương pháp nghiên cứu Phần liên quan đến kết thực nghiệm Cuối cùng, phần bao gồm kết luận hàm ý sách PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1 Xác định giai đoạn khủng hoảng tiền tệ khủng hoảng ngân hàng Xác định giai đoạn khủng hoảng tiền tệ Krznar (2004) KHTT tình trạng giá danh nghĩa đồng nội tệ giảm sút đáng kể dự trữ ngoại hối quốc gia Chỉ số áp lực thị trường ngoại hối (Exchange Market Pressure - EMP) giới thiệu Eichengreen, Rose & Wysplosz (1995, 1996) thường sử dụng để xác định thời kỳ KHTT Chỉ số EMP bình quân gia quyền thay đổi tỷ giá hối đoái danh nghĩa (NER), lãi suất thực (r) dự trữ ngoại hối (res)  res i,t − res i,t −1   NER i,t − NER i,t −1    + ω r (ri,t − ri,t −1 ) − ω res  EMPi,t = ωNER     res i,t −1 NER i,t −1     Trong đó: ω i trọng số tính cho thay đổi tương ứng tiêu i (NER, r, res) tính giá trị nghịch đảo độ lệch chuẩn thay đổi biến i Theo đó, đồng tiền quốc gia chịu áp lực phá giá (KHTT xảy ra) số EMP vượt 1,5 lần độ lệch chuẩn so với trung bình mẫu xem xét (một số nghiên cứu khác Kaminsky, Lizondo & Reinhart (1998) sử dụng độ lệch chuẩn; Glick Hutchison (2011) sử dụng độ lệch chuẩn) Tác giả tính tốn số EMP Việt Nam giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2017 dựa nguồn số liệu Thống kê Tài Quốc tế (International Financial Statistics – IFS) Quỹ Tiền tệ Quốc tế ( International Monetary Fund – IMF) Theo đó, giai đoạn KHTT Việt Nam ghi nhận sau: KHTTt = EMP ≥ µEMP + 1,5  EMP KHTTt = ngược lại Xác định giai đoạn khủng hoảng ngân hàng Theo Laeven & Valencia (2012), KHNH xem hệ thống xảy hai điều kiện: (i) Xuất dấu hiệu khó khăn tài hệ thống ngân hàng (như rút tiền gửi đột biến, tổn thất, và/hoặc giải thể ngân hàng); (ii) xuất biện pháp can thiệp sách phủ nhằm giải thiệt hại hệ thống ngân hàng như: Hỗ trợ khoản mở rộng (5% khoản tiền gửi nợ phải trả cho người khơng cư trú), tổng chi phí tái cấu hệ thống ngân hàng 3% GDP, quốc hữu hóa ngân hàng lớn, bảo lãnh, mua tài sản (ít 5% GDP) đóng băng tiền gửi và/hoặc ngày lễ ngân hàng Để xác định giai đoạn KHNH Việt Nam, tác giả sử dụng số dễ tổn thương khu vực ngân hàng (Banking Sector Fragility – BSF) theo nghiên cứu Kibritcioglu (2003)  CPS t −  CPS   FLt −  FL   DEP t −  DEP   +    +    CPS  FL  DEP       BSF3 = Chỉ số BSF3 xác định giá trị trung bình chuẩn hóa CPS, FL DEP, μ σ trung bình số học độ lệch chuẩn ba biến tương ứng CPS, FL DEP tương ứng phần trăm thay © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 105 đổi 12 tháng tổng tín dụng thực hệ thống ngân hàng khu vực tư nhân (phản ánh rủi ro tín dụng); nợ nước thực hệ thống ngân hàng (phản ánh rủi ro tỷ giá) tổng tiền gửi thực hệ thống ngân hàng (phản ánh rủi ro khoản) Trong nghiên cứu này, hệ thống ngân hàng quốc gia coi giai đoạn dễ tổn thương mức trung bình nếu: > BSF3t > -0,5 mức cao khi: -0,5 ≥ BSF3 Ngoài ra, để thử nghiệm ý tưởng mà đột biến rút tiền gửi ngân hàng (bank runs) khơng đóng vai trị quan trọng KHNH, Kibritcioglu (2003) xây dựng số BSF2 cách bỏ qua vai trò thay đổi khoản tiền gửi ngân hàng thực lên mong manh tài hệ thống ngân hàng, độ lệch BSF2 so với BSF3 giúp hiểu thêm tầm quan trọng tương đối tượng đột biến rút tiền gửi KHNH Tác giả tính tốn số BSF3 BSF2 cho hệ thống ngân hàng Việt Nam giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2017 dựa nguồn số liệu từ IFS Theo đó, giai đoạn KHNH hệ thống Việt Nam ghi nhận sau: KHNHt=1 có KHNH hệ thống xảy KHNHt=0 ngược lại 2.2 Kiểm định mối quan hệ nhân khủng hoảng tiền tệ khủng hoảng ngân hàng Để kiểm định mối quan hệ nhân KHTT KHNH Việt Nam, tác giả sử dụng mơ hình tự hồi qui vectơ (Vector Autoregressive – VAR) đề xuất Sims (1980) để kiểm định nhân Granger (Granger, 1969) với hai biến nội sinh EMP đại diện cho KHTT BSF đại diện cho KHNH Việt Nam k k t =1 t =1 k k t =1 t =1 EMPt = a +  a1 BSFt −1 +  b1 BSFt −1 + u t BSFt = c0 +  c1 EMPt −1 +  d1 EMPt −1 + vt (1) ( 2) 2.3 Hệ thống số cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ khủng hoảng ngân hàng Hệ thống số cảnh báo sớm KHTT KHNH Việt Nam dựa việc xem xét nghiên cứu Kaminsky, Lizondo & Reinhart (1998); Kaminsky & Reinhart (1999); Berg & Pattillo (1999); Edison (2003); Ari (2012), Dermirguc-Kunt & Detragiache (1998), Kibritcioglu (2003), Hosni (2014); Babecký & et al (2014), bối cảnh thực tiễn sẵn có liệu tần suất hàng tháng Việt Nam Để đảm bảo độ tin cậy tập liệu, nghiên cứu sử dụng nguồn liệu thứ cấp lấy từ IFS, CEIC, Datastream Thomson Reuters, Bloomberg L.P tính tốn tác giả giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2017 (Bảng 1) Ngoài ra, dạng liệu tăng trưởng sử dụng cho hầu hết biến độc lập (ngoại trừ biến lãi suất) để loại trừ ảnh hưởng yếu tố mùa vụ (Kaminsky & Reinhart, 1999) Chỉ số Tỷ giá thực Bảng 1: Hệ thống số cảnh báo sớm KHTT KHNH tiềm Việt Nam Hướng KHTT KHNH Mô tả biến Nguồn tham khảo tác Nguồn động liệu Ký hiệu Kaminsky, Lizondo Phần trăm thay đổi & Reinhart (1998); 12 tháng tỷ giá Kaminsky & thực đa phương Reinhart (1999); x x Việt Nam Berg & Pattillo tác giả tự tính tốn (1999);Edison với rổ tiền tệ gồm (2003); Ari (2012); 10 đối tác thương Dermirguc-Kunt & mại với Việt Detragiache (1998); Nam, chiếm 70Davis & Karim 75% tổng kim (2008) ngạch xuất nhập hàng năm (Trung Quốc, Mỹ, Nhật, Châu Âu, Hà Quốc, Singapore, Thái Lan, Malaysia, Úc Tính tốn Ấn Độ) tác giả REER - © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 106 KHTT Chỉ số Ký hiệu x Xuất Nhập x Dự trữ ngoại hối Số nhân cung tiền M2 Tín dụng nội địa/GDP + IFS + IFS - IFS + IFS x DCGDP + x Lãi suất thực Lãi suất cho vay/lãi suất tiền gửi Tiền gửi ngân hàng IFS x M2 x - x RES IFS, Datastream x RIR + Phần trăm thay đổi 12 tháng M2/dự trữ ngoại hối M2 quy đổi USD theo tỷ giá USD/VND, sau chia cho dự trữ ngoại hối Phần trăm thay đổi 12 tháng dự trữ ngoại hối trừ vàng Phần trăm thay đổi 12 tháng M2/tiền sở Phần trăm thay đổi 12 tháng M2/GDP GDP tháng nội suy từ liệu GDP hàng năm Được tính theo hiệu ứng Fisher, lấy lãi suất danh nghĩa trừ tỷ lệ lạm phát Lãi suất cho vay chia cho lãi suất tiền gửi LDRR DEP Phần trăm thay đổi 12 tháng tổng giá trị nhập IFS x x Mô tả biến Phần trăm thay đổi 12 tháng tổng gái trị xuất x M2RES x Nguồn liệu x IM x Hướng tác động x EX x M2/dự trữ ngoại hối KHNH + IFS - IFS x © 2018 Trường Đại học Công nghiệp thành phố Hồ Chí Minh Phần trăm thay đổi 12 tháng tổng tiền gửi ngân hàng Nguồn tham khảo Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998); Kaminsky & Reinhart (1999); Berg & Pattillo (1999), Edison (2003) Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998); Kaminsky & Reinhart (1999) Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998); Kaminsky & Reinhart (1999); Berg & Pattillo (1999); Edison (2003); DermirgucKunt & Detragiache (1998); Davis & Karim (2008) Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998); Kaminsky & Reinhart (1999); Edison (2003); Berg & Pattillo (1999), Comelli (2016) Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998); Kaminsky & Reinhart (1999), Edison (2003) Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998), Kaminsky & Reinhart (1999), Edison (2003), Ari (2012) Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998), Kaminsky & Reinhart (1999), Edison (2003), Ari (2012) Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998), Kaminsky & Reinhart (1999), Edison (2003) Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998), Kaminsky & HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM KHTT Chỉ số Chỉ số dễ tổn thương khu vực ngân hàng Chênh lệch lãi suất nước so với nước Sản lượng cơng nghiệp Chỉ số giá chứng khốn Hiện tượng la hóa Tác động khủng hoảng tài tồn cầu Tỷ lệ cho vay/Tổng tiền gửi ngân hàng Chỉ số áp lực thị trường ngoại hối KHNH Ký hiệu Hướng tác động Nguồn liệu Tính tốn tác giả theo Kibritcioglu (2003) x Chưa sử dụng Tính tốn tác giả BSF x Lãi suất thực Việt Nam trừ lãi suất thực Mỹ x RIRD + x x - CEIC - Bloomberg LP + IFS x SRI x FCDM2 x x RFC + x CD + IFS x EMP + + Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998), Kaminsky & Reinhart (1999), Edison (2003) IFS x OUTPUT INF Nguồn tham khảo Reinhart (1999), Edison (2003) IFS x Lạm phát Mô tả biến 107 IFS Phần trăm thay đổi 12 tháng sản lượng công nghiệp Phần trăm thay đổi 12 tháng số giá chứng khoán tổng hợp Phần trăm tháy đổi 12 tháng tiền gửi ngoại tế/M2 RFC=1 giai đoạn xảy KHTC toàn cầu 2008 (từ tháng 08/2007 đến tháng 03/2009) RFC=0 giai đoạn khơng có KHTC tồn cầu Phần trăm tháy đổi 12 tháng tỷ lệ cho vay/tổng tiền gửi ngân hàng Tính tốn tác giả theo Rose & Wysplosz (1995, 1996) Phần trăm thay đổi 12 tháng số giá tiêu dùng Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998), Kaminsky & Reinhart (1999), Edison (2003) Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998); Kaminsky & Reinhart (1999); Edison (2003) Chưa sử dụng Chưa sử dụng Dermirguc-Kunt & Detragiache (1998); Yiu, Ho, & Jin (2009) Dermirguc-Kunt & Detragiache (1998); Davis & Karim (2008); Yiu, Ho, & Jin (2009) Nguồn: Tổng hợp đề xuất tác giả © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh 108 HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 2.4 Các cách tiếp cận cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ khủng hoảng ngân hàng Nghiên cứu tích hợp bốn cách tiếp cận Signal, Logit/Probit, BMA 2SLS hệ thống cảnh báo sớm KHTT KHNH Việt Nam Cách tiếp cận Signal Cách tiếp cậu Signal giới thiệu Kaminsky, Lizondo, & Reinhart (1998) nhằm theo dõi biến động số kinh tế vĩ mô nhằm phát thay đổi bất thường số tính tốn tác động chúng đến khả xảy khủng hoảng Khi số vượt khỏi mức ngưỡng cho phép chúng phát tín hiệu cảnh báo khủng hoảng Theo đó, xác suất khủng hoảng tính bình qn gia quyền tín hiệu khủng hoảng tập hợp số kinh tế vĩ mô phát Theo cách tiếp cận này, tác giả tiến hành thiết lập EWS KHTT KHNH Việt Nam theo cửa sổ tín hiệu 24 tháng với giá trị ngưỡng tỷ lệ nhiễu tín hiệu cho số cảnh báo sớm dựa nghiên cứu Kaminsky, Lizondo & Reinhart (1998) Kaminsky & Reinhart (1999) Cách tiếp cận Logit/Probit Probit đề xuất Goldberger (1964), Logit đề xuất Maddala (1983) Comelli (2016) kết hồi quy từ mơ hình Logit Probit tương tự Nghiên cứu thực cảnh báo KHTT KHNH Việt Nam với cửa sổ cảnh báo 24 tháng theo mơ hình Probit với biến xác định sau: - Biến KHTTt KHNHt chuyển đổi thành biến phụ thuộc dự đoán KHTT KHNH Yt xác định sau: Yt =1  k = 1, 2, 3, …24 tương ứng với KHTTt = KHNHt = Yt = khác - Các biến độc lập hệ thống số có khả cảnh báo sớm KHTT/KHNH tiềm Việt Nam Cách tiếp cận BMA BMA sử dụng phương pháp chuỗi so sánh Markov Monte Carlo (Madigan & York, 1995; Fernandez & ctg, 2001) để phát số cảnh báo sớm khủng khoảng mạnh mẽ từ tập hợp số tiềm Sự vững mạnh biến giải thích thể xác suất hậu nghiệm thu nhận (Posterior Inclusion Probability - PIP) tính sau: PIP = P  y  y =  P M y y biến ( )  y 0 ( ) với PIP cao (>0,5) coi số cảnh báo sớm khủng hoảng mạnh mẽ Nghiên cứu thực KHTT KHNH Việt Nam theo cách tiếp cận BMA với biến độc lập phụ thuộc tương tự mô hình Probit Cách tiếp cận 2SLS Ưu điểm 2SLS so với ba cách tiếp cận có tính đến yếu tố ngẫu nhiên, động đồng thời hệ thống số cảnh báo sớm, khắc phục tính thiên lệch khơng qn có diện tính đồng thời 2SLS giới thiệu Theil (1953a, 1953b, 1954, 1961), Basmann (1957) Sargan (1958) Theo đó, thủ tục ước lượng 2SLS gồm hai giai đoạn: Giai đoạn 1, ước lượng phương trình rút gọn giai đoạn 2, tiến hành ước lượng mơ hình xuất phát cách thay kết ước lượng phương trình rút gọn giai đoạn vào vế phải phương trình xuất phát Để thực cảnh báo KHTT KHNH Việt Nam theo phương pháp 2SLS, tác giả thiết lập hệ phương trình đồng thời sau: (1) YitB* =  BYitC* + X itB  B +  itB C* B* C C C (2) Yit =  C Yit + X it  +  it Trong đó: YitB* YitC * tương ứng hai biến nội sinh BSF đại diện cho KHNH EMP đại diện cho KHTT;  B  C tương ứng tham số phản ánh tác động lẫn KHNH KHTT; X itB , X itC tương ứng biến ngoại sinh cảnh báo KHNH KHTT (các biến độc lập tương tự mơ hình Probit, BMA) KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 3.1 Các giai đoạn khủng hoảng tiền tệ khủng hoảng ngân hàng Việt Nam Các giai đoạn KHTT Việt Nam © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 109 Hình phản ánh diễn biến số EMP Bảng cho thấy giai đoạn xác định có rủi ro KHTT Việt Nam (EMP>2,9) xuất giai đoạn 2008–2011, tương ứng với giai đoạn kinh tế vĩ mô Việt Nam rơi vào tình trạng bất ổn cao Bảng 2: Chỉ số EMP giai đoạn KHTT Việt Nam Tháng KHTT EMP Tháng KHTT EMP Tháng 04/2008 2,95 Tháng 12/2009 6,82 Tháng 05/2008 6,61 Tháng 03/2010 5,16 Tháng 06/2008 4,11 Tháng 11/2010 3,78 Tháng 01/2009 3,15 Tháng 02/2011 9,72 Nguồn: Tính tốn tác giả Hình 1: Chỉ số EMP Việt Nam giai đoạn 2002–2017 15 10 EMP Ngưỡng -5 2002M1 2002M7 2003M1 2003M7 2004M1 2004M7 2005M1 2005M7 2006M1 2006M7 2007M1 2007M7 2008M1 2008M7 2009M1 2009M7 2010M1 2010M7 2011M1 2011M7 2012M1 2012M7 2013M1 2013M7 2014M1 2014M7 2015M1 2015M7 2016M1 2016M7 2017M1 2017M7 -10 Nguồn: Tính tốn tác giả Tuy nhiên, KHTT Việt Nam KHTT qui mô nhỏ, mang tính chất ngắn hạn, xảy kéo dài khoảng thời gian từ 1-3 tháng Ngoài ra, KHTT ảnh hưởng đến kinh tế nước, không lan sang quốc gia, khu vực toàn giới KHTT xảy Mexico 1994-1995 hay nước Châu Á 1997-1998 (Pham, 2015) Theo đó, đặc trưng gắn liền với chế KHTT công đầu tiền tệ Việt Nam diễn với qui mơ nhỏ nước, khơng có tham gia quỹ đầu quốc tế Mặc dù, nay, khơng có tài liệu hay quan thống kê ghi nhận lại kiện công tiền tệ xảy Việt Nam biểu rõ ràng cho thấy Việt Nam xảy kiện động thái can thiệp NHNN vào thời điểm trước KHTT xảy nhằm chống lại công đầu tiền tệ, để bảo vệ đồng nội tệ thông qua biện pháp tăng lãi suất, hay bán dự trữ ngoại hối Điều mô tả nghiên cứu Eichengreen, Rose & Wysplosz (1996), Glick & Hutchinson (2011) Xét điều kiện Việt Nam, Ngân hàng Nhà nước nhận thấy rõ với nguồn dự trữ ngoại hối chưa đủ lớn, có khả khó chống đỡ trước cơng đầu tiền tệ nên ngồi hai biện pháp trên, để đối phó với cơng tiền tệ, Ngân hàng Nhà nước cịn dùng biện pháp khác can thiệp trực tiếp tỷ giá, can thiệp biên độ tỷ giá, dự trữ bắt buộc chí dùng đến biện pháp hành Sau loạt biện pháp can thiệp giai đoạn 2008-2011, Ngân hàng Nhà nước thành công bảo vệ tỷ giá trước công đầu cơ, ổn định thị trường ngoại hối từ năm 2012 đến Các giai đoạn KHNH Việt Nam Hình phản ánh diễn biến số dễ tổn thương khu vực ngân hàng Việt Nam BSF3 BSF2 theo tính tốn tác giả dựa nghiên cứu Kibritcioglu (2003) Kết tính tốn hệ thống ngân hàng Việt Nam trải qua 14 pha dễ bị tổn thương, có pha dễ bị tổn thương mức trung bình pha dễ bị tổn thương mức cao (Bảng 3) Dựa vào thời gian xảy giai đoạn dễ bị tổn thương kết hợp với kiện khủng hoảng ngân hàng Việt Nam khoảng thời gian đó, nghiên cứu xác định KHNH Việt Nam xảy từ tháng 01/2009 – tháng 05/2009 từ tháng 05/2011 – tháng 12/2017 © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 110 Bảng 3: Các giai đoạn dễ tổn thương hệ thống ngân hàng Việt Nam giai đoạn 2002–2017 BSF3 BSF2 Mức trung bình Mức cao Mức trung bình Mức cao 01/2002- 05/2003 01/2002 – 05/2003 06/2003 – 11/2003 - 06/2003 – 02/2004 01/2006 – 11/2006 - 01/2006 – 11/2006 08/2008 – 03/2009 - 01/2009 02/2009 – 03/2009 04/2009 – 05/2009 - 11/2010 – 05/2011 06/2011– 04/2012 05/2011 – 08/2011 09/2011 – 04/2012 05/2012 – 04/2013 05/2013– 05/2015 05/2012 – 03/2013 04/2013 – 04/2015 06/2015 – 10/2015 11/2015 – 03/2017 05/2015 – 10/2015 11/2015 – 12/2017 04/2017 – 05/2017 06/2017 - - 07/2017 – 12/2017 07/2017 – 12/2017 - Hình 2: Chỉ số BSF Việt Nam giai đoạn 2002–2017 Nguồn: Tính tốn tác giả 2.5 BSF3 BSF2 Ngưỡng 1.5 0.5 -0.5 -1 2002M1 2002M7 2003M1 2003M7 2004M1 2004M7 2005M1 2005M7 2006M1 2006M7 2007M1 2007M7 2008M1 2008M7 2009M1 2009M7 2010M1 2010M7 2011M1 2011M7 2012M1 2012M7 2013M1 2013M7 2014M1 2014M7 2015M1 2015M7 2016M1 2016M7 2017M1 2017M7 -1.5 Nguồn: Tính tốn tác giả 3.2 Mối quan hệ nhân khủng hoảng tiền tệ khủng hoảng ngân hàng Việt Nam Kết kiểm định VAR lag Order Selection Criteria theo hai tiêu chí thông tin Akaike (Akaike information criterition-AIC) lỗi dự báo cuối (Final pridiction error-FPE) độ trễ tối ưu chọn 14 (Phụ lục) Do đó, mơ hình VAR kiểm định nhân Granger ước lượng với độ trễ tối ưu 14 Kết kiểm định Pairwise Granger Causality Tests cho thấy giả thuyết H0 “BSF không nguyên nhân EMP” “EMP không nguyên nhân BSF” bị bác bỏ mức ý nghĩa thống kê 5% (Bảng 4) Bên cạnh đó, kết kiểm định VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Bảng cho thấy chiều từ EMP đến BSF chiều từ BSF đến EMP mức ý nghĩa thống kê tương ứng 5% bác bỏ giả thuyết H0 “khơng có tác động nhân từ biến độc lập đến biến phụ thuộc” Các kết phản ánh BSF EMP tồn mối quan hệ nhân hai chiều Bảng 4: Kiểm định Pairwise Granger Causality Tests Giả thuyết H0 Thống kê F BSF không nguyên nhân EMP 1.90960 EMP không nguyên nhân BSF 1.77477 Prob 0.0294 0.0473 Nguồn: Tính tốn tác giả Bảng 5: Kiểm định VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Biến phụ thuộc: BSF Biến độc lập EMP Biến phụ thuộc: EMP Chi-sq Prob 26.73445 0.0208 Biến độc lập EMP © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh Chi-sq Prob 24.84678 0.0361 HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 111 Nguồn: Tính tốn tác giả 3.3 Hệ thống số cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ khủng hoảng ngân hàng Việt Nam Bảng trình bày kết ước lượng EWS KHTT KHNH Việt Nam theo cách tiếp cận Signal, Probit, BMA 2SLS giai đoạn từ tháng năm 2002 đến tháng 12 năm 2017 Tổng hợp kết nghiên cứu từ mơ hình đơn phương trình Signal, Probit, BMA hệ phương trình đồng thời 2SLS cho thấy 11 số kinh tế vĩ đạt hiệu suất cao cảnh báo KHTT Việt Nam gồm: số giá chứng khoán tổng hợp, tỷ giá thực đa phương, xuất khẩu, M2/dự trữ ngoại hối, tiền gửi ngân hàng, dự trữ ngoại hối, số nhân cung tiền M2, tác động KHTC toàn cầu 2008, số dễ tổn thương khu vực ngân hàng, chênh lệch lãi suất nước so với nước ngồi tượng la hóa kinh tế Trong đó, kết nghiên cứu tổng hợp từ bốn cách tiếp cận Signal, Probit, BMA 2SLS cảnh báo KHNH Việt Nam tìm thấy chứng 15 số kinh tế vĩ mô đạt hiệu suất cao cảnh báo KHNH Việt Nam gồm: Chỉ số giá chứng khoán tổng hợp, tỷ giá thực đa phương, xuất khẩu, M2/dự trữ ngoại hối, tiền gửi ngân hàng, dự trữ ngoại hối, số nhân cung tiền M2, tín dụng nội địa/GDP, lạm phát, lãi suất thực, số áp lực thị trường ngoại hối, sản lượng công nghiệp, nhập khẩu, tỷ lệ cho vay/tổng tiền gửi ngân hàng tác động KHTC toàn cầu 2008 Các kết tương đồng với nghiên cứu Kaminsky, Lizondo & Reinhart (1998); Kaminsky & Reinhart (1999); Berg & Pattillo (1999); Davis & Karim (2008); Edison (2003), Ari (2012); Davis & Karim (2008), Dermirguc-Kunt & Detragiache (1998), Babecký & ctg (2014), Glick & Hutchinson (1999) Theo đó, kết nghiên cứu cho thấy biến số kinh tế vĩ mô vừa đạt hiệu suất cao cảnh báo sớm KHTT, vừa đạt hiệu suất cao cảnh báo sớm KHNH Việt Nam, bao gồm: Chỉ số giá chứng khoán tổng hợp, tỷ giá thực đa phương, xuất khẩu, M2/dự trữ ngoại hối, tiền gửi ngân hàng, dự trữ ngoại hối, số nhân cung tiền M2 tác động KHTC toàn cầu 2008 Các mơ hình đơn phương trình Signal, Probit BMA tương quan hai chiều KHTT KHNH Việt Nam thông qua tác động đáng kể EMP đến khả KHNH Việt Nam tác động ngược lại BSF đến khả KHTT Việt Nam, tương đồng với kết kiểm định nhân Granger hệ phương trình đồng thời 2SLS Bảng 6: Kết ước lượng mơ hình Signal, Probit, BMA 2SLS EWS KHTT KHNH Việt Nam Probit BMA Signal 2SLS Biến (Hệ số) (PIP) (Số tín hiệu) (Hệ số) KHTT KHNH KHTT KHNH KHTT KHNH KHTT KHNH RIRD SRI BSF EX RES REER FCDM2 DEP M2 RFC M2RES DCGDP 1.2944*** (0.3760) -0.0762*** (0.0218) -3.5661*** (1.0036) -0.0629*** (0.0238) -0.0819** (0.0342) -0.7807*** (0.2244) 0.1722** (0.0680) -0.2982** (0.1411) 0.0806* (0.0457) 2.6180* (1.4335) 0.0424** (0.0195) 0.0033*** (0.0009) 1.0000 -0.0104** (0.0044) 49**** 1.0000 51**** 0.9998 -0.0439** (0.0175) 0.9996 0.7239 0.9931 -0.3403** (0.1352) 0.9747 0.9707 10*** 10**** 28**** 7**** 7*** 7**** 39**** 49**** 0.9511 -0.3263** (0.1337) 0.5603 0.5445 1.5190** (0.6862) 0.5031 0.0667*** (0.0147) 0.9764 51**** 0.2734*** (0.0599) 1.0000 -0.1777*** (0.0817) -0.0077*** (0.0025) -0.0053** (0.0018) -0.0357*** (0.0192) 0.0171*** (0.0062) -0.0277** (0.0101) -0.0085** (0.0053) -0.0046** (0.0026) 0.0187*** (0.0083) 58**** 117**** 0.8903*** (0.1612) © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 112 Biến Probit (Hệ số) KHTT KHNH BMA (PIP) KHTT *** INF 0.6539 (0.1437) 0.4033*** (0.1436) 0.2478** (0.1163) -0.0453* (0.0419) RIR EMP OUTPUT KHNH Signal (Số tín hiệu) KHTT KHNH 2SLS (Hệ số) KHTT KHNH 0.0037*** (0.0011) 0.0892** (0.0494) 0.2088** (0.0965) 1.0000 0.9994 0.5811 0.5062 78**** IM CD Kết McFadden R-squared = 0.7965 0.2012* (0.1184) McFadden R-squared = 0.7307 0.0959** (0.0460) R-squared = 0.5992 Cumulative Cumulative NA NA R-squared Model Model = 0.6045 Prob Prob = 0.86 = 0.67 Ghi chú: ***, **, * cho biết mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%, ****Tín hiệu tốt Nguồn: Tính tốn tác giả Trong giai đoạn nghiên cứu, biến động số kinh tế vĩ mơ nêu có liên quan mật thiết đến việc bùng phát KHTT và/hoặc KHNH Việt Nam Cung tiền M2/dự trữ ngoại hối Trong giai đoạn 2008–2011, M2/dự trữ ngoại hối đột ngột tăng lên đạt mức cao 10 lần vào tháng 12/2010 đến tháng 01 tháng 02/2011 (tương đương tỷ lệ dự trữ ngoại hối/M2 giảm mạnh xuống 10%) Nguyên nhân trực tiếp sụt giảm mạnh mẽ tăng trưởng dự trữ ngoại hối xuống mức âm giai đoạn này, tăng trưởng cung tiền M2 mức độ dương giảm từ mức 40% (tháng 06/2009) đến 20% vào cuối năm 2011 (Hình 3) Dự trữ ngoại hối Việt Nam năm 2002 đạt 4,1 tỷ USD, tăng từ 23,5 tỷ USD năm 2007 lên 13,5 tỷ USD năm 2011 Trong giai đoạn 20122014, dự trữ ngoại hối bắt đầu tăng trở lại đạt 34,2 tỷ USD năm 2014 đến cuối năm 2017, mức dự trữ ngoại hối Việt Nam đạt mức kỷ lục chưa có 53 tỷ USD Tuy nhiên, mức dự trữ ngoại hối 53 tỷ USD tương đương 2,9 tháng nhập khẩu, chưa đạt số tối thiểu theo thông lệ quốc tế quy định tháng nhập khẩu, chưa đủ để trang trải tổng số nợ nước ngồi hồn trả vịng năm thấp nhiều so với nước khu vực ASEAN Việc mức dự trữ ngoại hối chưa đủ lớn dấu hiệu đáng lo ngại nguy công tiền tệ bối cảnh Việt Nam ngày phụ thuộc vào nhập dự trữ ngoại hối thấp 50% so với tổng nợ nước ngồi Hình 3: Tăng trưởng M2/dự trữ ngoại hối, cung tiền M2 dự trữ ngoại hối Việt Nam giai đoạn 2002–2017 150 100 80 M2RES M2 RES 100 60 40 50 20 -20 -40 2001M1 2001M7 2002M1 2002M7 2003M1 2003M7 2004M1 2004M7 2005M1 2005M7 2006M1 2006M7 2007M1 2007M7 2008M1 2008M7 2009M1 2009M7 2010M1 2010M7 2011M1 2011M7 2012M1 2012M7 2013M1 2013M7 2014M1 2014M7 2015M1 2015M7 2016M1 2016M7 2017M1 2017M7 -60 -50 Nguồn: Tính tốn tác giả Tỷ giá thực Hình cho thấy tăng trưởng tỷ giá thực đa phương Việt Nam bắt đầu giảm mạnh tháng 03/2007 giảm xuống mức thấp tháng 10/2008 Sự sụt giảm tỷ giá hối đoái thực đa phương © 2018 Trường Đại học Công nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 113 cho thấy Việt Nam phải đối mặt thực trạng đồng nội tệ coi định giá thực cao, vị cạnh tranh hàng hóa nước giảm sút Do đó, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam phải điều chỉnh tỷ giá mạnh tháng 12/2009 tháng 2/2011 Hình 4: Tăng trưởng tỷ giá thực đa phương Việt Nam giai đoạn 2002-2017 20 25000 REER NER 10 20000 15000 Dec 2002 Jun 2003 Dec 2003 Jun 2004 Dec 2004 Jun 2005 Dec 2005 Jun 2006 Dec 2006 Jun 2007 Dec 2007 Jun 2008 Dec 2008 Jun 2009 Dec 2009 Jun 2010 Dec 2010 Jun 2011 Dec 2011 Jun 2012 Dec 2012 Jun 2013 Dec 2013 Jun 2014 Dec 2014 Jun 2015 Dec 2015 Jun 2016 Dec 2016 Jun 2017 Dec 2017 -10 -20 10000 5000 Nguồn: Tính tốn tác giả -30 Xuất nhập Tăng trưởng xuất giảm xuống mức âm giai đoạn từ tháng 5/2008 - tháng 4/2010, cảnh báo nguy KHTT Việt Nam thực tế KHTT xảy Việt Nam giai đoạn 2008-2011, khủng hoảng ngân hàng hệ thống xảy Việt Nam Nam giai đoạn từ tháng 01/2009 – tháng 05/2009 từ tháng 05/2011 - tháng 12/2017 Bên cạnh đó, tăng trưởng nhập Việt Nam bắt đầu tăng nhanh từ tháng 01/2006 đạt đỉnh tháng 06/2008 Đặc biệt, tăng trưởng nhập tiếp tục gia tăng mạnh vào thời điểm KHNH Việt Nam Hình 5: Tăng trưởng xuất khẩu, nhập Việt Nam giai đoạn 2002-2017 100 100 EX IM 50 50 -50 2002M1 2002M7 2003M1 2003M7 2004M1 2004M7 2005M1 2005M7 2006M1 2006M7 2007M1 2007M7 2008M1 2008M7 2009M1 2009M7 2010M1 2010M7 2011M1 2011M7 2012M1 2012M7 2013M1 2013M7 2014M1 2014M7 2015M1 2015M7 2016M1 2016M7 2017M1 2017M7 -50 -100 Nguồn: Tính tốn tác giả Khu vực tài (chỉ số giá chứng khoán tổng hợp, tỷ lệ cho vay/tổng tiền gửi ngân hàng, tiền gửi ngân hàng, tượng đô la hóa) Cuộc KHTC 2008 tác động mạnh đến khả xảy KHTT KHNH Việt Nam Thực tế cho thấy, sau KHTC toàn cầu 2008 xảy giai đoạn tháng 08/2007 - tháng 03/2009 Việt Nam, KHTT ngắn hạn KHNH liên tiếp bùng nổ Hình cho thấy tăng trưởng FCD/M2 tăng nhanh sau sụt giảm xuống đáy từ tháng 07/2007 đạt đỉnh cao vào tháng 07/2008 Sự gia tăng tăng trưởng FCD/M2 bối cảnh bất ổn kinh tế vĩ mô Việt Nam chịu tác động KHTC toàn cầu 2008 làm gia tăng khả KHTT Việt Nam, áp lực căng thẳng tiền tệ thị trường ngoại hối KHTT ngắn hạn xảy giai đoạn 2008–2011 Trong đó, số giá chứng khốn sụt giảm nhanh chóng từ tháng cuối năm 2007 sau KHTC toàn cầu 2008 xảy trước tăng mạnh đạt đỉnh tháng đầu năm 2007 Sự sụp đổ số giá chứng khoán báo hiệu nguy KHTT KHNH Việt Nam Ngoài ra, giai đoạn KHTT ngắn hạn KHNH, tổng tiền gửi ngân hàng giảm đáng kể so với giai đoạn trước Sự sụt giảm khoản tiền gửi ngân hàng hệ thống ngân hàng gây rủi ro khoản bất ổn tài chính, theo gây áp lực lớn lên thị trường ngoại hối Tỷ lệ cho vay/tổng tiền gửi ngân hàng Việt Nam giai đoạn 2002–2015 dao động cho thấy hệ thống ngân hàng Việt Nam đối mặt với rủi ro khoản Tăng trưởng cho vay/tổng tiền gửi ngân hàng tăng cao từ tháng 08/2008 đến tháng 04/2008, sau sụt giảm bắt đầu tăng trở lại từ tháng 05/2009 đến tháng 01/2011, khoảng thời gian trước khởi phát KHNH Việt Nam © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 114 Hình 6: Tăng trưởng số giá chứng khoán tổng hợp tỷ lệ cho vay/tổng tiền gửi ngân hàng, tiền gửi ngân hàng, nợ ngoại tệ/M2 giai đoạn 2002-2017 SRI FCD/M2 CD DEP 2002M1 2002M7 2003M1 2003M7 2004M1 2004M7 2005M1 2005M7 2006M1 2006M7 2007M1 2007M7 2008M1 2008M7 2009M1 2009M7 2010M1 2010M7 2011M1 2011M7 2012M1 2012M7 2013M1 2013M7 2014M1 2014M7 2015M1 2015M7 2016M1 2016M7 2017M1 2017M7 250 200 150 100 50 -50 -100 60 50 40 30 20 10 -10 -20 Nguồn: Tính tốn tác giả Lãi suất thực chênh lệch lãi suất nước so với nước ngồi Hình cho thấy lãi suất thực Việt Nam giảm xuống mức âm giai đoạn tháng 06/2007 – tháng 11/2008, sau bắt đầu gia tăng mạnh trở lại từ tháng 12/2008 Trong giai đoạn đầu KHNH Việt Nam, lãi suất thực gia tăng mạnh mẽ sau thời gian sụt giảm trước vào năm 2011, sau đợt sụt giảm tháng 03/2011 – tháng 08/2011, lãi suất thực bắt đầu tăng lên đột ngột giai đoạn khởi phát KHNH Việt Nam lần thứ Bên cạnh đó, chênh lệch lãi suất thực nước so với nước bắt đầu sụt giảm mạnh từ tháng 06/2007 đến tháng 08/2008, kéo theo rút vốn nhà đầu tư nước ngoài, từ tháng 05/2008 – tháng 09/2008, Ngân hàng Nhà nước thực sách tiền tệ thắt chặt, mức lãi suất chủ đạo điều chỉnh tăng, lãi suất tăng từ 12%/năm lên 14%/năm, từ tháng 10/2008, chênh lệch lãi suất thực bắt đầu gia tăng mạnh mẽ đạt đỉnh vào tháng 12/2009 Sự gia tăng chênh lệch lãi suất thực báo hiệu nguy giá đồng nội tệ thực tế KHTT ngắn hạn xảy Việt Nam giai đoạn 2008–2011 Hình 7: Chênh lệch lãi suất nước so với nước lãi suất thực Việt Nam giai đoạn 2002-2017 10 RIR RIRD -5 -10 2002M1 2002M7 2003M1 2003M7 2004M1 2004M7 2005M1 2005M7 2006M1 2006M7 2007M1 2007M7 2008M1 2008M7 2009M1 2009M7 2010M1 2010M7 2011M1 2011M7 2012M1 2012M7 2013M1 2013M7 2014M1 2014M7 2015M1 2015M7 2016M1 2016M7 2017M1 2017M7 -15 -20 Nguồn: Tính tốn tác giả Tăng trưởng tín dụng/GDP, lạm phát, sản lượng cơng nghiệp Tín dụng nội địa/GDP liên tục gia tăng mạnh từ tháng 01/2007 đạt đỉnh lần thứ với mức 21% – 23% vào tháng 11/2007 – tháng 02/2008, đạt đỉnh lần thứ hai với mức 37% vào tháng 09 đến tháng 11/2009 báo hiệu nguy KHNH Kết hai đợt gia tăng tín dụng nội địa/GDP nêu ảnh hưởng xấu đến chất lượng tín dụng, nguyên nhân làm phát sinh khối lượng lớn nợ xấu hệ thống ngân hàng KHNH xảy Việt Nam Lạm phát cao kéo dài gây tác động xấu đến hiệu kinh doanh khu vực doanh nghiệp, theo ảnh hưởng đến chất lượng tín dụng ngân hàng, dẫn đến tình trạng nợ xấu cao, gây bất ổn tài hệ thống ngân hàng Hình 4.28 cho thấy lạm phát hàng tháng Việt Nam giai đoạn khởi phát KHNH mức độ cao, cụ thể từ tháng 05/2008 – tháng 11/2008 lạm phát mức độ 25%, từ tháng 04/2011 – tháng 02/2012 lạm phát mức 15% Kết là, KHNH xảy Việt Nam Sản lượng công nghiệp Việt Nam có xu hướng sụt giảm theo thời gian từ tháng 10/2005 đặc biệt sụt giảm xuống mức thấp thời kỳ KHNH Khi sản lượng công nghiệp sụt giảm ảnh hưởng đến thực trạng tài khu vực doanh nghiệp kéo theo rủi ro tín dụng, nợ xấu hệ thống ngân hàng © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 115 Hình 8: Tăng trưởng tín dụng/GDP, lạm phát, sản lượng cơng nghiệp giai đoạn 2002-2017 80 70 OUTPUT DCGDP 60 INF 50 40 30 20 10 -10 -20 2002M1 2002M8 2003M3 2003M10 2004M5 2004M12 2005M7 2006M2 2006M9 2007M4 2007M11 2008M6 2009M1 2009M8 2010M3 2010M10 2011M5 2011M12 2012M7 2013M2 2013M9 2014M4 2014M11 2015M6 2016M1 2016M8 2017M3 2017M10 Nguồn: Tính tốn tác giả KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH Nghiên cứu tập trung xác định hệ thống số cảnh báo sớm KHTT KHNH Việt Nam dựa việc tích hợp bốn cách tiếp cận (Signal, Logit/Probit, BMA 2SLS) để đạt hiệu cao cảnh báo khủng hoảng cách tối đa hóa lợi cách tiếp cận cách tiếp cận có điểm mạnh điểm yếu riêng (điểm yếu cách tiếp cận lợi cách tiếp cận ngược lại), khơng có cách tiếp cận hồn hảo vượt trội Hơn nữa, kết nghiên cứu từ bốn cách tiếp cận cho thấy kết tương đồng, theo tăng cường hiệu lực phát Nghiên cứu dự kiến mang lại đóng góp chủ đề cách tiếp cận hệ thống cảnh báo sớm KHTC Việt Nam Tại Việt Nam, KHTT ngắn hạn xảy giai đoạn 2008–2011, KHNH xảy giai đoạn tháng 01/2009 – tháng 05/2009 từ tháng 05/2011 – tháng 12/2017 Bên cạnh đó, kết nghiên cứu cho thấy 11 biến số kinh tế vĩ mô đạt hiệu suất cao cảnh báo KHTT Việt Nam 15 biến số kinh tế vĩ mô đạt hiệu suất cao cảnh báo KHNH Việt Nam Thêm vào đó, nghiên cứu tìm thấy chứng thực nghiệm mối quan hệ nhân hai chiều KHTT KHNH Việt Nam thông qua tác động mạnh mẽ số áp lực thị trường ngoại hối đến khả KHNH số dễ tổn thương khu vực ngân hàng đến khả KHTT Việt Nam Nghiên cứu phát biến số kinh tế vĩ mô vừa đạt hiệu suất cao cảnh báo KHTT, vừa đạt hiệu suất cao cảnh báo KHNH, bao gồm: Chỉ số giá chứng khoán tổng hợp, tỷ giá thực đa phương, xuất khẩu, M2/dự trữ ngoại hối, tiền gửi ngân hàng, dự trữ ngoại hối, số nhân cung tiền M2 tác động KHTC toàn cầu 2008 Với kết đạt từ mơ hình thực nghiệm, mặt học thuật, nghiên cứu mang lại đóng góp sở bổ sung vào khoảng trống nghiên cứu thông qua cung cấp chứng thực nghiệm tác động tượng la hóa kinh tế đến khả xảy KHTT tác động mạnh mẽ KHTC toàn cầu đến khả xảy KHTT KHNH kinh tế nhỏ mở cửa Việt Nam Đặc biệt, quốc gia có tượng la hóa kinh tế có nguy xảy KHTT cao công đầu tiền tệ bối cảnh kinh tế vĩ mô bất ổn tác động KHTC tồn cầu Bên cạnh đó, nghiên cứu cịn đóng góp thêm chứng tính dễ tổn thương khu vực ngân hàng quốc gia tác động đáng kể gây nên tình trạng căng thẳng tiền tệ thị trường ngoại hối lâu dài gây KHTT Nghiên cứu tiếp tục củng cố chứng tình trạng áp lực thị trường ngoại hối có tác động làm tăng khả KHNH quốc gia Theo đó, để tăng cường cảnh báo sớm KHTT KHNH Việt Nam, tác giả khuyến nghị nhà hoạch định sách quan chức cần tiến hành theo dõi thường xuyên, chặt chẽ diễn biến số có khả cảnh báo sớm KHTT KHNH, phát số biến động bất thường cần có phân tích sâu để làm rõ ngun nhân tác động số rủi ro KHTT, KHNH Việt Nam để từ có điều chỉnh phù hợp mặt sách, phòng ngừa rủi ro KHTT KHNH Trong thời gian tới, để hạn chế rủi ro KHTT KHNH Việt Nam, nhà hoạch định sách cần ý đến quản lý tỷ giá, quản lý lãi suất, kiểm soát cung tiền, tăng dự trữ ngoại hối, kiểm sốt tăng trưởng tín © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh 116 HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM dụng nước, kiểm soát lạm phát, phát triển thị trường chứng khoán đẩy mạnh xuất khẩu, kiểm soát chặt chẽ nhập khẩu, tăng cường huy động tiền gửi ngân hàng, hạn chế rủi ro rút tiền gửi đột biến hệ thống ngân hàng tiếp tục khắc phục la hóa kinh tế TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Ari, A (2012) Early warning systems for currency crises: The Turkish case Economic Systems, 36, 391-410 [2] Babecký, J., Havránek, T., Matějů, J., Rusnák, M., Šmídková, K & Vašíček, B (2014) Banking, debt, and currency crises in developed countries: Stylized facts and early warning indicators Journal of Financial Stability, 15, 1-17 [3] Basmann, R L (1957) A generalized classical method of linear estimation of coefficients in a structural equation Econometrica, 25, 77-83 [4] Berg, A & Pattillo, C (1999) Predicting currency Crises: The Indicators approach and an Alternativet Journal of International Money and Finance, 14, 561-86 [5] Comelli, F (2016) Comparing the Performance of Logit and Probit Early Warning Systems for Currency Crises in Emerging Market Economies Journal of Banking and Financial Economics, 2(6): 5-22 [6] Crespo-Cuaresma, J & Slacik, T (2009) On the determinants of currency crises: The role of model uncertainty Journal of Macroeconomics, 31(4), 621-632 [7] Crisis? National Institute Economic Review, 206(1), 25-37 [8] Dapontas, D (2011) Currency crises: The case of Hungary (2008 - 2009) using Two Stage Least Squares Special Conference Paper, Bank of Greece, Economic Research Department – Special Studies Division [9] Davis, E P & Karim, D (2008a) Comparing early warning systems for banking crises Journal of Financial Stability, 4, 89-120 [10] Davis, E P & Karim, D (2008b) Could Early Warning Systems Have Helped to Predict the Sub-prime [11] Demirgỹỗ-Kunt, A & Detragiache, E (1998) The Determinants of Banking Crises in Developed and Developing Countries IMF Staff Paper, 45(1), International Monetary Fund, Washington [12] Edison, H (2003) Do indicators of financial crises work? An evaluation of an early warning system International Journal of Finance and Economics, 8(1), 11-53 [13] Eichengreen, B., Rose, A K & Wyplosz, C (1995) Exchange Market Mayhem: The Antecedents and Aftermath of Speculative Attacks Economic Policy, 21, 249-312 [14] Eichengreen, B., Rose, A K & Wyplosz, C (1996) Contagious Currency Crises NBER Working Paper No 5681 [15] Falcetti, E & Tudela, M (2006) What Twins Share? A Joint Probit Estimation of Banking and Currency Crises Economica, 75, 199-221 [16] Flood, P & Garber, M (1984) Collapsing exchange-rate regimes: some linear examples Journal of International Economics, 17, 1-13 [17] Frankel, J A., & Saravelos, G (2012) Can Leading Indicators Assess Country Vulnerability? Evidence from the 2008–09 Global Financial Crisis Journal of International Economics, 87(2), 216-231 [18] Fratzscher, M (2003) On currency crises and contagion International Journal of Finance and Economics, 8(2), 109-129 [19] Glick, R & Hutchison, M (2011) The illusive quest: Do international capital controls contribute to currency stability? International Review of Economics and Finance 20, 59-70 [20] Glick, R & Rose, A (1999) Contagion and Trade Why Are Currency Crises Regional? Journal of International Money and Finance, 18, 603-618 [21] Goldberger, A S (1964) Econometric Theory John Wiley, New York [22] Hosni, K (2014) Early Warning Indicators for Systemic Banking Crises Journal of Business Studies Quarterly, 5(4), 222-244 © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 117 [23] Hutchison, M., Noy, I & Wang, L (2010) Fiscal and monetary policies and the cost of sudden stops Journal of International Money and Finance, 29(6), 973-987 [24] Kaminsky, G L & Reinhart, M (1999) The Twin Crises: The Causes of Banking and Balance-of-Payments Problems American Economic Review, American Economic Association, 89(3), 473-500 [25] Kaminsky, G L., Lizondo, S & Reinhart, C M (1998) The Leading Indicators of Currency Crises Staff Papers, International Monetary Fund, 45(1), 1-48 [26] Kibritcioglu, A (2003) Monitoring Banking Sector Fragility The Arab Bank Review, 5(2), 51-66 [27] Krugman, P (1979) A Model of Balance-of-Payments Crises Journal of Money, Credit and Banking, 11(3), 311-325 [28] Laeven, L & Valencia, F (2012) Systemic Banking Crises Database: An Update IMF Working Paper 12/163, Washington: International Monetary Fund [29] Maddala, G S (1983) Limited dependent and qualitative variables in econometrics Cambridge: Cambridge Univ Press [30] Madigan, D & York, J (1995) Bayesian graphical models for discrete data International Statistical Review, 63, 215-232 [31] Rahman, A F M A & Hasan, R (2014) Currency Crisis in Bangladesh Economy: Some Insights Journal of Finance and Economics, 2(1), 7-16 [32] Reinhart, C M & Rogoff, K S (2008) Is the 2007 US Sub-prime Financial Crisis So Different? An International Historical Comparison American Economic Review, 98(2), 339-44 [33] Rose, A K & Spiegel, M (2011) Cross-Country Causes and Consequences of the 2008 Crisis: An Update European Economic Review, 55(3), 309-324 [34] Sargan, J D (1958) Estimation of economic relationships using instrumental variables Econometrica, 67, 557586 [35] Theil, H (1953a) Repeated least-squares applied to complete equation systems Centraal Planbureau Memorandum [36] Theil, H (1953b) Estimation and simultaneous correlation in complete equation systems Centraal Planbureau Memorandum (Reprinted In: Raj, B., Koerts, J (Eds.), 1992 Henri Theil’s Contributions to Economics and Econometrics, 1, Kluwer, Dordrecht) [37] Theil, H (1954) Estimation of parameters in econometric models Bulletin of the International Statistical Institute, 34, 122-129 [38] Theil, H (assisted by Cramer J.S., Moerman H, Russchen A.) (1961) Economic Forecasts and Policy (2nd rev ed.), (North-Holland, Amsterdam) Contributions to Economic Analysis No XV, (first published 1958) [39] Yiu, M S., Ho, A & Jin, L (2009) Economic Approach to Early Warning Signals for Vulnerability in the banking system and currency markets for Hong Kong and other EMEAP Economics Hong Kong Monetary Authority, Working Paper 8/2009 PHỤ LỤC: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH VAR LAG ORDER SELECTION CRITERIA Lag LogL LR FPE AIC SC HQ -532.5544 -272.6318 -259.4135 -254.9604 -250.5354 -247.5318 -241.6445 -241.3324 NA 510.5623 25.64971 8.535155 8.375968 5.613780 10.86348 0.568519 1.989711 0.094543 0.084719 0.084268 0.083852 0.084867 0.083002 0.086756 6.363743 3.317045 3.207304 3.201910 3.196850 3.208712 3.186244 3.230148 6.400933 3.428615 3.393254* 3.462240 3.531560 3.617803 3.669715 3.787998 6.378837 3.362326 3.282772* 3.307565 3.332692 3.374741 3.382460 3.456551 © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 118 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 -236.6993 -236.1055 -234.7696 -227.4219 -225.8426 -213.6463 -203.2661 -202.1776 -198.3873 -196.4769 -195.0286 -193.1502 -189.2363 -188.1192 -184.6844 -180.4266 -178.4466 8.328506 1.053367 2.337755 12.68362 2.688572 20.47236 17.17674* 1.775257 6.091479 3.024912 2.258641 2.884647 5.917412 1.662398 5.029588 6.133260 2.804910 0.086142 0.089757 0.092713 0.089165 0.091863 0.083420 0.077424* 0.080280 0.080626 0.082825 0.085575 0.087990 0.088333 0.091708 0.092651 0.092724 0.095384 3.222611 3.263160 3.294876 3.255022 3.283840 3.186265 3.110310* 3.144971 3.147468 3.172344 3.202721 3.227979 3.229004 3.263324 3.270052 3.266983 3.291031 3.854842 3.969771 4.075867 4.110393 4.213591 4.190396 4.188822 4.297863 4.374740 4.473995 4.578753 4.678391 4.753796 4.862496 4.943604 5.014915 5.113344 3.479201 3.549938 3.611841 3.602173 3.661178 3.593790 3.548023 3.612871 3.645555 3.700617 3.761182 3.816626 3.847839 3.912346 3.949261 3.976379 4.030614 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion Ngày nhận bài: 28/10/2018 Ngày chấp nhận đăng: 06/03/2019 © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh ... 0.0361 HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 111 Nguồn: Tính tốn tác giả 3.3 Hệ thống số cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ khủng hoảng ngân hàng Việt. .. Hồ Chí Minh 108 HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM 2.4 Các cách tiếp cận cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ khủng hoảng ngân hàng Nghiên cứu... hoảng tiền tệ khủng hoảng ngân hàng Việt Nam Các giai đoạn KHTT Việt Nam © 2018 Trường Đại học Cơng nghiệp thành phố Hồ Chí Minh HỆ THỐNG CHỈ SỐ CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ VÀ KHỦNG HOẢNG NGÂN