GIỚ I THI Ệ U
Bối cảnh chính sách
Trong bối cảnh nhiều quốc gia trên thế giới đang tự do hóa tài khoản vốn, Việt Nam cũng đang từng bước nới lỏng các rào cản đầu tư và mở cửa thị trường vốn Kể từ khi gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO), Việt Nam đã đẩy mạnh quá trình tự do hóa tài chính, tạo điều kiện thuận lợi cho các nhà đầu tư.
Trong giai đoạn 2007 – 2014, luồng vốn vào ròng trung bình hàng năm đạt khoảng 8 tỷ USD, gấp 4 lần so với giai đoạn 2000 – 2006 Trong khi vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tăng trưởng ổn định, vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài (FPI) lại biến động khó lường, ảnh hưởng đến luồng ngoại tệ của nền kinh tế Để ổn định tỷ giá, Ngân hàng Nhà nước (NHNN) đã can thiệp bằng cách thay đổi dự trữ ngoại hối, đạt mức kỷ lục gần 35 tỷ USD vào cuối năm 2014 NHNN cũng thực hiện can thiệp vô hiệu hóa để đảm bảo các giao dịch trên thị trường ngoại hối không ảnh hưởng đến cung tiền và lạm phát, chủ yếu thông qua nghiệp vụ thị trường mở (OMO), phát hành hơn 1.126 nghìn tỷ VND tín phiếu trong giai đoạn 2012 - 2014.
Trong quá trình điều hành chính sách tiền tệ, Ngân hàng Nhà nước (NHNN) đặc biệt chú trọng đến tính hiệu lực của các can thiệp vô hiệu hóa Theo Báo cáo giải trình chất vấn tại phiên họp thứ 31 của Ủy ban thường vụ Quốc hội, NHNN đã thực hiện điều hành đồng bộ các công cụ chính sách tiền tệ nhằm kiểm soát lạm phát và ổn định kinh tế vĩ mô Cụ thể, NHNN đã cung tiền ra nền kinh tế thông qua việc mua ngoại tệ để tăng dự trữ ngoại hối, trong khi rút tiền về qua phát hành tín phiếu Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy các can thiệp vô hiệu hóa của NHNN chỉ đạt hiệu lực một phần, vẫn gây ảnh hưởng đến tình hình lạm phát trong nước.
Nghiên cứu cho thấy rằng các ước lượng được đưa ra có thể bị hoài nghi do không giải quyết vấn đề nội sinh Điều này đặt ra câu hỏi về hiệu quả thực sự của các can thiệp vô hiệu hóa, như đã được báo cáo bởi NHNN Cần có thêm luận cứ để làm rõ vấn đề này.
Mục tiêu nghiên cứu
Luận văn này nhằm nghiên cứu hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa trên thị trường ngoại hối của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam trong giai đoạn 2000 – 2014 Đồng thời, nó cũng xác định các yếu tố có thể hạn chế hiệu quả của các can thiệp này Dựa trên những phân tích đó, luận văn sẽ đưa ra các khuyến nghị chính sách nhằm nâng cao hiệu lực của các can thiệp vô hiệu hóa.
Luận văn sẽ nghiên cứu để lần lượt trả lời các câu hỏi sau đây:
Thứ nhất, can thiệp vô hiệu hóa trên thị trường ngoại hối của NHNN Việt Nam giai đoạn
2000 – 2014 có phát huy hiệu lực hay không?
Nếu các can thiệp của Ngân hàng Nhà nước (NHNN) không đạt hiệu quả hoặc chỉ đạt một phần, các yếu tố hạn chế hiệu lực can thiệp vô hiệu hóa có thể bao gồm sự không đồng bộ trong chính sách, thiếu sự phối hợp giữa các cơ quan quản lý, và tác động từ các yếu tố kinh tế vĩ mô bên ngoài Những yếu tố này cần được xem xét kỹ lưỡng để nâng cao hiệu quả của các biện pháp can thiệp trong tương lai.
Thứ ba, NHNN cần thực hiện những biện pháp gì để nâng cao hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa?
1.4.Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu Đối tượng của nghiên cứu là tính hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa của NHNN Việt Nam.
Dữ liệu trong nghiên cứu được thu thập từ năm 2000 đến 2014, với hai lý do chính: Thứ nhất, tháng 07/2000 đánh dấu thời điểm OMO - công cụ chính để điều tiết tiền tệ của NHNN - chính thức được áp dụng tại Việt Nam Thứ hai, số liệu phục vụ cho phân tích chỉ được cập nhật đến năm 2014.
Luận văn áp dụng phương pháp phân tích định tính và định lượng để đánh giá hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa, tập trung vào phân tích diễn biến cán cân thanh toán (BOP) và dự trữ ngoại hối, cũng như việc sử dụng các công cụ vô hiệu hóa của NHNN Việt Nam Phương pháp Bình phương tối thiểu hai giai đoạn (2SLS) được sử dụng để ước lượng hệ phương trình đồng thời, cho thấy tính hiệu lực của can thiệp này Bên cạnh đó, luận văn so sánh và đối chiếu với kinh nghiệm của các nước khác để đánh giá các yếu tố hạn chế hiệu lực của biện pháp vô hiệu hóa và đề xuất các gợi ý chính sách.
1.6 Cấu trúc của luận văn
Luận văn được cấu trúc thành năm chương, bắt đầu với Chương 1 giới thiệu bối cảnh chính sách, câu hỏi nghiên cứu, đối tượng, phạm vi và phương pháp nghiên cứu Chương 2 trình bày cơ sở lý thuyết về can thiệp vô hiệu hóa, khái niệm và kinh nghiệm của các NHTW trên thế giới Chương 3 mô tả diễn biến BOP và dự trữ ngoại hối của Việt Nam giai đoạn 2000 – 2014, cùng với các công cụ vô hiệu hóa mà NHNN sử dụng Chương 4 cung cấp bằng chứng thực nghiệm về hiệu lực can thiệp vô hiệu hóa của NHNN thông qua mô hình ước lượng hệ phương trình đồng thời, đồng thời thảo luận các yếu tố hạn chế hiệu lực can thiệp Cuối cùng, Chương 5 đưa ra kết luận và gợi ý chính sách dựa trên phân tích từ các chương trước.
Phương pháp nghiên cứu
Luận văn áp dụng phương pháp phân tích định tính kết hợp định lượng để đánh giá hiệu lực can thiệp vô hiệu hóa của NHNN Việt Nam Qua phân tích mô tả, nghiên cứu tập trung vào diễn biến cán cân thanh toán (BOP) và dự trữ ngoại hối, cùng với việc sử dụng các công cụ vô hiệu hóa Đối với phân tích định lượng, phương pháp Bình phương tối thiểu hai giai đoạn (2SLS) được sử dụng để ước lượng hệ phương trình đồng thời, cho thấy tính hiệu lực của can thiệp Bằng cách so sánh với kinh nghiệm của các quốc gia khác, luận văn đánh giá các yếu tố hạn chế hiệu lực của biện pháp vô hiệu hóa và đề xuất các gợi ý chính sách.
Cấu trúc của luận văn
Luận văn được cấu trúc thành năm chương, bắt đầu với Chương 1 giới thiệu bối cảnh chính sách, câu hỏi nghiên cứu, đối tượng, phạm vi và phương pháp nghiên cứu Chương 2 trình bày cơ sở lý thuyết về can thiệp vô hiệu hóa, khái niệm và kinh nghiệm quốc tế từ các NHTW Chương 3 mô tả diễn biến BOP và dự trữ ngoại hối của Việt Nam từ 2000 đến 2014, cùng tổng quan các công cụ vô hiệu hóa mà NHNN đã sử dụng Chương 4 cung cấp bằng chứng thực nghiệm về hiệu lực can thiệp vô hiệu hóa của NHNN thông qua mô hình ước lượng hệ phương trình đồng thời, đồng thời thảo luận các yếu tố hạn chế hiệu lực can thiệp Cuối cùng, Chương 5 đưa ra kết luận và gợi ý chính sách dựa trên phân tích từ các chương trước.
CƠ SỞ LÝ THUYẾT
Khái niệm can thiệp vô hiệu hóa
Can thiệp vô hiệu hóa (sterilization) được định nghĩa bởi Sloman (2004) là hoạt động của Ngân hàng Trung ương (NHTW) nhằm triệt tiêu tác động của thặng dư hoặc thâm hụt cán cân thanh toán (BOP) đối với cung tiền Dominguez (2009) bổ sung rằng quá trình này đảm bảo các giao dịch trên thị trường ngoại hối không ảnh hưởng đến tiền cơ sở, một thành phần quan trọng của cung tiền Sự khác biệt giữa hai quan điểm này là Sloman tập trung vào "cung tiền" trong khi Dominguez nhấn mạnh "tiền cơ sở" Frankel (1996) cũng phân biệt giữa can thiệp vô hiệu hóa theo nghĩa hẹp, tức là bù trừ dòng vốn để bảo vệ tiền cơ sở, và nghĩa rộng, là bù trừ dòng vốn nhằm duy trì sự ổn định của cung tiền.
Can thiệp vô hiệu hóa có thể được phân chia thành hai nhóm Trong nghĩa hẹp, can thiệp vô hiệu hóa là biện pháp mà Ngân hàng Trung ương (NHTW) áp dụng để loại bỏ tác động của giao dịch trên thị trường ngoại hối đối với tiền cơ sở Trong nghĩa rộng, can thiệp này nhằm mục đích triệt tiêu ảnh hưởng của giao dịch trên thị trường ngoại hối đến cung tiền.
Cơ chế can thiệp vô hiệu hóa
Bảng cân đối kế toán phân tích của NHTW bao gồm hai phần là Tài sản Có (TSC) và Tài sản Nợ (TSN) (Bảng 2.1).
Bảng 2.1: Bảng cân đối kế toán phân tích của NHTW
Tài sản Có Tài sản Nợ
- Tài sản nước ngoài ròng (NFA)
- Tài sản nội địa ròng (NDA)
+ Tín dụng nội địa ròng
• Khoản cho vay Chính phủ ròng
• Khoản cho vay NHTM ròng
• Khoản cho vay khu vực tư nhân ròng
+ Các khoản mục khác ròng
- Tiền cơ sở (MB) + Tiền
• Tiền nắm giữ tại các ngân hàng + Tiền gửi của NHTM
Nguồn: Viện Quỹ Tiền tệ Quốc tế (1999).
Phần TSC bao gồm tài sản nước ngoài ròng (NFA) và tài sản nội địa ròng (NDA) Đồng thời, phần TSN chính là tiền cơ sở (MB) Từ đó, có thể xác lập mối quan hệ: MB = NFA + NDA.
Giao dịch trên thị trường ngoại hối thông qua việc mua hoặc bán đồng ngoại tệ có tác động đến NFA Khi không có can thiệp vô hiệu hóa, tiền cơ sở MB sẽ tăng, dẫn đến sự thay đổi trong cung tiền M2 theo công thức M2 = MM*MB (trong đó MM là số nhân tiền tệ) Vì vậy, Ngân hàng Trung ương cần thực hiện can thiệp vô hiệu hóa để đảm bảo cung tiền không thay đổi (∆M2 = 0).
Các công cụ can thiệp vô hiệu hóa rất đa dạng và có thể được phân chia thành hai nhóm dựa trên cơ chế tác động khác nhau của chúng.
Nhóm công cụ thứ nhất bao gồm OMO và chuyển tiền gửi của Chính phủ từ ngân hàng thương mại về Ngân hàng Trung ương Mục tiêu của Ngân hàng Trung ương là điều chỉnh NDA sao cho ∆MB = ∆NDA + ∆NFA = 0, tức là nếu NFA tăng thì NDA cần giảm tương ứng Ví dụ, khi Ngân hàng Trung ương mua ngoại tệ, NFA sẽ gia tăng, trong khi đó, can thiệp vô hiệu hóa, như việc bán giấy tờ có giá do Ngân hàng Trung ương hoặc Chính phủ phát hành, sẽ dẫn đến sự giảm NDA Sự gia tăng NFA được bù trừ hoàn toàn bởi sự sụt giảm trong NDA, do đó MB không thay đổi, giúp duy trì ổn định cung tiền và giá cả trong nền kinh tế Cơ chế tác động của nhóm công cụ này phù hợp với định nghĩa can thiệp vô hiệu hóa theo nghĩa hẹp.
Bảng 2.2: Tác động của các can thiệp vô hiệu hóa hoặc không vô hiệu hóa của NHTW
Can thiệp của NHTW NFA NDA MB MM M2
Mua ngoại tệ và không có can thiệp vô hiệu hóa Tăng Không đổi Tăng Không đổi Tăng
Mua ngoại tệ và có can thiệp vô hiệu hóa thuộc nhóm 1 cho thấy sự ổn định với các chỉ số không thay đổi, trong khi nhóm 2 ghi nhận sự tăng trưởng Nhóm 2 có sự tăng trưởng trong khi vẫn giữ nguyên trạng thái không đổi ở một số chỉ số, cho thấy sự khác biệt trong cách can thiệp và ảnh hưởng đến thị trường ngoại tệ.
Bán ngoại tệ và không có can thiệp vô hiệu hóa Giảm Không đổi Giảm Không đổi Giảm
Bán ngoại tệ với can thiệp vô hiệu hóa thuộc nhóm 1 cho thấy tình trạng giảm, trong khi nhóm 2 ghi nhận sự giảm không đổi và tăng không đổi.
Nguồn: Tổng hợp của tác giả.
Nhóm công cụ thứ hai, bao gồm tỷ lệ dự trữ bắt buộc (DTBB), có cơ chế tác động khác biệt so với nhóm đầu tiên, cho phép sự thay đổi của tiền tệ cơ sở (MB) mà không làm ảnh hưởng đến cung tiền M2 Cụ thể, khi Ngân hàng Trung ương (NHTW) thực hiện mua ngoại tệ và làm tăng MB, NHTW sẽ điều chỉnh tỷ lệ DTBB, dẫn đến việc giảm số nhân tiền tệ (MM) Kết quả là cung tiền M2 giữ nguyên, như thể hiện trong Bảng 2.2.
Đánh giá hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa
2.3.1 Khung phân tích lý thuyết
Đánh giá hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa dựa trên phân tích mối quan hệ giữa hai biến số NDA và NFA thông qua hàm phản ứng CSTT (chức năng phản ứng chính sách tiền tệ) và hàm BOP (chức năng cán cân thanh toán) Khung phân tích này được đề xuất bởi Argy và Porter vào năm 1974.
Trong bài viết này, chúng ta xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ (CSTT), bao gồm ∆NDAt (thay đổi tài sản nội địa ròng), ∆NFAt (thay đổi tài sản nước ngoài ròng) và các biến khác (Xt) Hệ số α1, được gọi là hệ số vô hiệu hóa, phản ánh cách mà Ngân hàng Trung ương (NHTW) điều chỉnh chính sách tiền tệ trước sự thay đổi của dự trữ ngoại hối để kiểm soát cung tiền Khi α1 = -1, NHTW hoàn toàn vô hiệu hóa tác động của NFA lên cung tiền; nếu -1 < α1 < 0, việc can thiệp chỉ đạt hiệu lực một phần; trong khi α1 ≥ 0 cho thấy NHTW không can thiệp hoặc can thiệp không hiệu quả Nếu α1 < -1, NHTW thắt chặt CSTT quá mức, biểu thị sự vô hiệu hóa quá mức, và nếu α1 > 0, nền kinh tế đang chịu áp lực từ CSTT mở rộng do lo ngại về khủng hoảng.
Khác với hàm phản ứng CSTT, hàm BOP được xây dựng với biến phụ thuộc là ∆NFAt, trong khi biến giải thích chính là ∆NDAt Dạng đơn giản của hàm BOP thể hiện mối quan hệ giữa hai biến này.
Trong mô hình ∆NFAt = β0 + β1∆NDAt + β2Zt + vt, biến Zt đại diện cho các yếu tố giải thích khác có ảnh hưởng đến cán cân thanh toán (BOP) Hệ số β1, hay còn gọi là hệ số bù trừ, phản ánh mức độ nhạy cảm của dòng vốn đối với hoạt động tiền tệ trong nước Nếu β1 = -1, điều này cho thấy vốn di chuyển hoàn toàn tự do, dẫn đến việc tác động của sự thay đổi trong NDA đối với cung tiền nội địa bị bù trừ hoàn toàn bởi sự di chuyển tự do của vốn.
= 0 hàm ý vốn bị kiểm soát hoàn toàn.
Mối quan hệ giữa hai hệ số β1 và α1 cho thấy rằng giá trị tuyệt đối của hệ số bù trừ thấp và hệ số vô hiệu hóa cao chỉ ra rằng nền kinh tế hạn chế lưu chuyển vốn tự do có thể hiệu quả trong việc vô hiệu hóa tác động của dòng vốn Ngược lại, giá trị tuyệt đối của hệ số bù trừ cao và hệ số vô hiệu hóa thấp cho thấy can thiệp vô hiệu hóa kém hiệu lực trong nền kinh tế cho phép tự do lưu chuyển vốn Khi NHTW thực hiện giao dịch mua vào ngoại tệ kèm theo can thiệp bằng phát hành tín phiếu, có thể dẫn đến lãi suất trong nước tăng, thu hút thêm dòng vốn, khiến can thiệp vô hiệu hóa ban đầu trở nên không hiệu quả khi NHTW phải gia tăng dự trữ ngoại hối Tóm lại, mức độ tự do di chuyển vốn càng cao, lượng vốn đổ vào càng lớn, thì hiệu lực của chính sách vô hiệu hóa càng giảm.
Việc phân tích mối quan hệ giữa hai biến ∆NFAt và ∆NDAt chỉ cho phép đánh giá hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa theo nghĩa hẹp, không thể kết luận cho can thiệp vô hiệu hóa theo nghĩa rộng Dù vậy, khung phân tích này vẫn được sử dụng phổ biến trong nhiều nghiên cứu, vì OMO với cơ chế can thiệp theo nghĩa hẹp là công cụ phổ biến nhất được NHTW áp dụng.
2.3.2 Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm
2.3.2.1 Các nghiên cứu trên thế giới
Có thể chia các nghiên cứu thực nghiệm về hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa thành ba nhóm (xem chi tiết ở Phụ lục 1A).
Nhóm nghiên cứu đầu tiên đã đánh giá hiệu lực của các can thiệp vô hiệu hóa bằng cách ước lượng hàm phản ứng CSTT riêng lẻ thông qua phương pháp Bình phương tối thiểu thông thường (OLS) Aizenman và Glick (2009) sử dụng tăng trưởng GDP làm biến kiểm soát, cho thấy hệ số vô hiệu hóa biến động từ -0,6 đến -1,4, phản ánh sự khác biệt giữa các quốc gia Dù OLS phổ biến nhờ tính đơn giản, phương pháp này có nhược điểm là không xem xét tác động phản hồi, dẫn đến khả năng hệ số vô hiệu hóa bị thiên lệch và không nhất quán do ∆NFAt có thể bị ảnh hưởng bởi ∆NDAt.
Nhóm thứ hai áp dụng mô hình Tự hồi quy vectơ (VAR) để phân tích mối quan hệ giữa NFA và NDA, với một số nghiên cứu bổ sung các biến như mức giá chung, tỷ giá (Moreno, 1996), lãi suất nội địa (Christensen, 2004) và lãi suất nước ngoài (He, Chu, Shu và Wong, 2005) Nghiên cứu của Moreno (1996) chỉ ra rằng trong giai đoạn 1981 – 1994, can thiệp vô hiệu hóa tại Hàn Quốc và Đài Loan đạt hiệu lực hoàn toàn, trong đó Hàn Quốc có sự kiểm soát vốn chặt chẽ hơn và hiệu quả cao hơn Phương pháp VAR có ưu điểm trong việc giải quyết vấn đề nội sinh và xác định tác động của cú sốc đến các biến số, nhưng hạn chế lớn là chỉ ước lượng tác động của các biến trễ mà không thể ước lượng tác động đồng thời.
Nhóm thứ ba đã đo lường mối quan hệ giữa ∆NFAt và ∆NDAt bằng cách ước lượng hệ phương trình đồng thời thông qua phương pháp 2SLS, giúp khắc phục vấn đề nội sinh và tác động đồng thời, những nhược điểm của các mô hình trước đó Nghiên cứu của Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002) là tiên phong trong việc xây dựng hệ phương trình đồng thời dựa trên giả định tối thiểu hóa hàm tổn thất của NHTW, trong đó các thành phần của hàm tổn thất bao gồm chênh lệch giữa diễn biến thực tế của nền kinh tế và các mục tiêu của chính sách tiền tệ như lạm phát, tăng trưởng sản lượng, và biến động tỷ giá, lãi suất Dựa trên nghiên cứu này, Ouyang và cộng sự đã tiến hành đánh giá hiệu lực can thiệp vô hiệu hóa của các quốc gia, đặc biệt là Trung Quốc.
Nghiên cứu của Ouyang và Rajan (2011) chỉ ra rằng các yếu tố như số nhân tiền tệ, chỉ số giá, thu nhập chu kỳ, lãi suất nước ngoài, tỷ giá kỳ vọng, REER, chi tiêu Chính phủ, độ lệch lãi suất và tỷ giá cần được xem xét bên cạnh hai biến chính ∆NDAt và ∆NFAt Đặc biệt, trong trường hợp Trung Quốc, hệ số vô hiệu hóa dao động từ -1,001 đến -1,017, trong khi hệ số bù trừ dao động từ -0,517 đến -0,522 Kết quả ước lượng cuốn chiếu cho thấy can thiệp vô hiệu hóa hoàn toàn hiệu lực đến đầu năm 2007, nhưng từ cuối năm 2007 đến 2008, hiệu lực chỉ đạt khoảng 70%.
Mặc dù hệ số vô hiệu hóa và hệ số bù trừ có sự khác biệt giữa các quốc gia và giai đoạn nghiên cứu, nhưng từ các nghiên cứu trước, chúng ta có thể rút ra một số kết luận quan trọng.
Thứ nhất, quốc gia có mức độ tự do di chuyển vốn càng cao thì hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa càng thấp và ngược lại.
Hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa có xu hướng giảm dần theo thời gian do thị trường dễ dàng hấp thụ các GTCG do NHTW bán ra trong giai đoạn đầu Tuy nhiên, khi các can thiệp này diễn ra thường xuyên và kéo dài, khả năng hấp thụ của thị trường giảm, dẫn đến hiệu lực sụt giảm Bên cạnh đó, sự gia tăng tự do lưu chuyển vốn trong bối cảnh mở cửa dòng vốn của các quốc gia cũng góp phần làm giảm hiệu lực của can thiệp.
2.3.2.2 Các nghiên cứu ở Việt Nam
Hiện các nghiên cứu về hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa ở Việt Nam còn khá ít (xem cụ thể ở Phụ lục 1B).
Theo nghiên cứu của Phạm Thị Tuyết Trinh và Nguyễn Thị Hồng Vinh (2011) từ quý 1/2003 đến quý 3/2010, hệ số vô hiệu hóa trong hàm phản ứng CSTT được ước lượng bằng phương pháp OLS là -0,24, cho thấy rằng 1% tăng của NFA dẫn đến NDA giảm 0,24% Tô Trung Thành (2013a) đã mở rộng mô hình bằng cách thêm biến sản lượng công nghiệp, cho kết quả hệ số vô hiệu hóa trong giai đoạn từ tháng 1/2005 đến tháng 4/2011 là -0,63, chỉ ra rằng tính độc lập về mặt tiền tệ đã bị ảnh hưởng khi NHNN nới lỏng kiểm soát dòng ngoại hối.
Sử dụng mô hình tuyến tính và phi tuyến tính, Phạm Thị Hoàng Anh và Bùi Duy Phú
Nghiên cứu năm 2013 cho thấy rằng Ngân hàng Nhà nước chỉ có thể giảm bớt một phần tác động của can thiệp trên thị trường ngoại hối đối với lượng tiền cơ sở Bên cạnh đó, kết quả cũng chỉ ra rằng hoạt động vô hiệu hóa thường có độ trễ nhất định, thường kéo dài khoảng một tháng.
Mặc dù các nghiên cứu khác nhau trong việc lựa chọn biến số và giai đoạn nghiên cứu, chúng đều thống nhất rằng can thiệp vô hiệu hóa của NHNN là hiệu quả nhưng không hoàn toàn Tuy nhiên, phương pháp OLS được sử dụng trong các nghiên cứu này chưa giải quyết được vấn đề nội sinh giữa ∆NDAt và ∆NFAt, dẫn đến sự hoài nghi về kết quả ước lượng Do đó, luận văn này sẽ áp dụng phương pháp 2SLS để ước lượng hệ phương trình đồng thời, nhằm đánh giá hiệu lực can thiệp vô hiệu hóa của NHNN một cách chính xác hơn.
Kinh nghiệm sử dụng các công cụ vô hiệu hóa của một số NHTW trên thế giới
OMO là công cụ phổ biến nhất mà các Ngân hàng Trung ương (NHTW) sử dụng để điều chỉnh thị trường Ưu điểm nổi bật của OMO là tính linh hoạt và độ chính xác cao, giúp duy trì sự ổn định mà không gây biến dạng thị trường hay tạo gánh nặng cho hệ thống Ngân hàng Thương mại (NHTM) Tuy nhiên, OMO cũng đi kèm với chi phí lớn từ lãi suất phải trả cho các Giấy Tờ Có Giá (GTCG) do NHTW phát hành, và có thể tác động đến lãi suất trên thị trường tiền tệ trong nước.
Nghiên cứu tình hình sử dụng OMO như công cụ vô hiệu hóa của các ngân hàng trung ương trên toàn cầu, đặc biệt tại các quốc gia có hệ số vô hiệu hóa cao như Trung Quốc và Thái Lan, đã rút ra một số bài học kinh nghiệm quan trọng.
Các giao dịch trên thị trường mở thường liên quan đến việc mua bán giấy tờ có giá do Chính phủ phát hành Tuy nhiên, trong trường hợp có sự can thiệp lớn nhưng nguồn trái phiếu Chính phủ hạn chế, Ngân hàng Trung ương (NHTW) có thể tự phát hành giấy tờ có giá để hấp thụ thanh khoản dư thừa Với vai trò là nhà điều hành chính sách tiền tệ, NHTW nắm bắt được thông tin về cung – cầu thanh khoản trong hệ thống ngân hàng, từ đó chủ động phát hành giấy tờ có giá với kỳ hạn và lãi suất phù hợp, nâng cao hiệu quả của can thiệp Theo khảo sát của Mohanty và Berger (2013), 15 trong số 21 NHTW được khảo sát cho rằng phát hành tín phiếu NHTW là hình thức can thiệp hiệu quả nhất.
Hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa thông qua OMO phụ thuộc vào đặc điểm kinh tế của quốc gia, đặc biệt là mức độ di chuyển tự do của vốn Khi vốn di chuyển tự do, can thiệp vô hiệu hóa trở nên kém hiệu quả Ví dụ, trong giai đoạn 1993 – 1996 tại Cộng hòa Séc, sự chênh lệch lãi suất giữa trong nước và quốc tế, cùng với việc dỡ bỏ rào cản dòng vốn, đã khiến các ngân hàng thương mại vay tiền từ thị trường quốc tế với lãi suất thấp và đầu tư vào trái phiếu trong nước với suất sinh lợi cao hơn Hệ quả là, can thiệp vô hiệu hóa của Ngân hàng Trung ương Cộng hòa Séc đã khuyến khích dòng vốn ngắn hạn gia tăng, tạo ra vòng luẩn quẩn trong quá trình vô hiệu hóa.
Vào thứ ba, các Ngân hàng Trung ương (NHTW) có xu hướng kéo dài thời gian đáo hạn của tín phiếu nhằm tác động lâu dài đến tình trạng dư thừa thanh khoản và nâng cao khả năng kiểm soát tiền tệ Khi dòng vốn vào gia tăng mạnh mẽ, việc kéo dài thời gian đáo hạn sẽ giúp ngăn chặn dòng vốn đầu cơ, từ đó cải thiện hiệu quả của các biện pháp kiểm soát Cụ thể, vào năm 2007, Ngân hàng Trung ương Trung Quốc (PBC) đã phát hành trái phiếu kỳ hạn 3 năm, giảm phát hành trái phiếu kỳ hạn 1 năm và 6 tháng, nhờ đó đạt được mục tiêu tăng trưởng cung tiền 16%, điều mà PBC chưa thực hiện được trước đó khi tăng trưởng M2 thường vượt mục tiêu khoảng 3%.
Để nâng cao hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa, NHTW cần chú trọng đến công tác dự báo nhằm xác định quy mô can thiệp phù hợp và đa dạng hóa các loại GTCG tham gia giao dịch trên thị trường mở Kinh nghiệm từ Thái Lan cho thấy, NHTW Thái Lan (BOT) đã thiết lập mô hình dự báo thanh khoản hàng ngày dựa trên dữ liệu cung cầu dự trữ của các NHTM và các yếu tố khác như tiền trong lưu thông và chi tiêu Chính phủ Hơn nữa, thông qua sự phối hợp với Bộ Tài chính, BOT đã phát hành GTCG với nhiều kỳ hạn khác nhau, không trùng lặp với trái phiếu Chính phủ, từ đó thu hút ngày càng nhiều nhà đầu tư, đặc biệt là sự gia tăng của nhà đầu tư nước ngoài từ 5% năm 2010 lên 11% vào cuối năm 2012.
Công cụ DTBB mặc dù có nhược điểm về tính linh hoạt và ảnh hưởng đến khả năng thanh khoản của hệ thống ngân hàng thương mại, nhưng tiết kiệm chi phí là động cơ chính khiến một số ngân hàng trung ương lựa chọn sử dụng công cụ này, vì lãi suất tiền gửi DTBB thường thấp hơn lãi suất của GTCG do ngân hàng trung ương phát hành Trung Quốc là một ví dụ điển hình về việc này; khi lợi suất tín phiếu ngân hàng trung ương tăng vào năm 2007 và 2011, Ngân hàng Nhân dân Trung Quốc (PBC) đã chủ động điều chỉnh tăng tỷ lệ DTBB để hấp thụ thanh khoản, trong khi tầm quan trọng của tín phiếu ngân hàng trung ương giảm xuống (Mehrotra, 2013).
(2011), việc sử dụng tỷ lệ DTBB thay vì tín phiếu NHTW có thể giúp PBC tiết kiệm khoảng 0,1% GDP năm 2010.
Hình 2.1: Các công cụ vô hiệu hóa của Trung Quốc và chi phí
Khi sử dụng DTBB như công cụ vô hiệu hóa, cần xem xét tính phù hợp với bối cảnh kinh tế quốc gia Zhang (2011) chỉ ra rằng, tại Trung Quốc, PBC trả lãi cho cả DTBB và dự trữ vượt mức, dẫn đến các định chế tài chính duy trì tỷ lệ dự trữ cao do thiếu kênh đầu tư thay thế Mặc dù tỷ lệ DTBB tăng lên, tỷ lệ dự trữ vượt mức lại giảm, nhưng số nhân tiền tệ không thay đổi, làm cho can thiệp vô hiệu hóa không đạt hiệu quả Để kiểm soát dự trữ vượt mức, Trung Quốc đã hạ lãi suất đối với dự trữ vượt mức từ 1,62%/năm (năm 2003) xuống 0,72%/năm (năm 2008).
2.4.3.1 Chuyển tiền gửi Chính phủ từ NHTM về NHTW
Quy định chuyển tiền gửi Chính phủ từ NHTM về NHTW là một phương pháp can thiệp nhằm duy trì sự ổn định của tiền cơ sở Trong thập niên 90, các quốc gia như Malaysia, Thái Lan và Indonesia đã thành công trong việc áp dụng công cụ này So với các hoạt động mở rộng thị trường (OMO), phương pháp này có chi phí tài chính thấp hơn do lãi suất tiền gửi tại NHTW thường thấp hơn lãi suất trái phiếu Tuy nhiên, việc chuyển tiền gửi thường xuyên, quy mô lớn và không thông báo từ NHTM về NHTW có thể gây thiệt hại cho hoạt động kinh doanh của hệ thống ngân hàng Hơn nữa, hiệu quả của can thiệp này còn phụ thuộc vào quy mô của tiền gửi Chính phủ trong hệ thống ngân hàng, như đã thấy ở Thái Lan.
1992, khi tỷ lệ tiền gửi Chính phủ ở NHTW đã chiếm đến 82%, việc sử dụng thêm công cụ này khó có thể phát huy hiệu lực hơn nữa (Seng, 1998).
2.4.3.2 Hợp đồng hoán đổi ngoại hối (swap)
Hợp đồng swap, giống như OMO, là một phương thức can thiệp linh hoạt dựa trên nguyên tắc thị trường, cho phép điều chỉnh khối lượng và kỳ hạn giao dịch Tuy nhiên, công cụ này cũng có những hạn chế nhất định, như việc tạo ra độ lệch về thời gian cho các luồng tiền, khiến ngân hàng trung ương phải đối mặt với rủi ro lãi suất Ngoài ra, swap chỉ được áp dụng ở các quốc gia có thị trường ngoại hối phát triển mạnh mẽ.
Mỗi hình thức can thiệp vô hiệu hóa đều có ưu và nhược điểm riêng, và việc kết hợp nhiều công cụ khác nhau có thể nâng cao hiệu quả can thiệp Kinh nghiệm từ các quốc gia cho thấy khi lựa chọn công cụ can thiệp, cần xem xét các yếu tố như đặc điểm của công cụ, điều kiện kinh tế của quốc gia và sự tương quan chi phí giữa các công cụ.
Cán cân vãng lai Cán cân vốn Lỗi và sai sót Dự trữ ngoại hối
TỔNG QUAN VỀ CAN THIỆP VÔ HIỆU HÓA TRÊN THỊ TRƯỜNG NGOẠI HỐI CỦA NGÂN HÀNG NHÀ
Diễn biến dự trữ ngoại hối của Việt Nam
Diễn biến dự trữ ngoại hối của Việt Nam có thể chia thành ba giai đoạn chính (Hình 3.1).
Hình 3.1: Cán cân thanh toán và dự trữ ngoại hối của Việt Nam giai đoạn 2000 – 2014
Từ năm 2000 đến 2008, dự trữ ngoại hối của Việt Nam tăng trưởng ổn định, đặc biệt là từ năm 2005 sau khi gia nhập WTO, thu hút mạnh mẽ đầu tư nước ngoài Sự gia tăng này không chỉ bù đắp cho thâm hụt cán cân vãng lai mà còn tạo ra thặng dư lớn trong cán cân thanh toán (BOP), góp phần chính vào việc gia tăng nhanh chóng quy mô dự trữ ngoại hối Đến năm 2008, dự trữ ngoại hối đạt mức kỷ lục 24.176 triệu USD.
Trong giai đoạn 2009 – 2011, do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu và các bất ổn kinh tế vĩ mô trong nước, dòng vốn đã đảo chiều, buộc Ngân hàng Nhà nước (NHNN) phải can thiệp vào thị trường bằng cách sử dụng quỹ dự trữ ngoại hối để ổn định tỷ giá Năm 2009, quy mô dự trữ ngoại hối giảm xuống còn 16.803 triệu USD, tiếp tục giảm xuống mức đáy 12.926 triệu USD vào năm 2010, trước khi tăng nhẹ lên 1.119 triệu USD vào năm 2011.
Sau dấu hiệu phục hồi vào năm 2011, dự trữ ngoại hối đã tăng mạnh nhờ thặng dư cán cân vãng lai và cán cân vốn Năm 2012, cán cân thương mại ghi nhận thặng dư 9.885 triệu USD, cùng với sự trở lại của dòng vốn FDI và FPI, dẫn đến BOP thặng dư 11.859 triệu USD, đạt mức cao kỷ lục.
Từ năm 2011 đến 2012, dự trữ ngoại hối đã tăng mạnh từ 14.045 triệu USD lên 26.113 triệu USD Đà tăng trưởng này tiếp tục kéo dài và đến năm 2014, dự trữ ngoại hối đạt kỷ lục 34.575 triệu USD.
ĐÁNH GIÁ HIỆU LỰC CAN THIỆP VÔ HIỆU HÓA TRÊN THỊ TRƯỜNG NGOẠI HỐI CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM
Biến số và dữ liệu
Mô hình sử dụng dữ liệu theo tần suất quý từ quý 3/2000 đến quý 4/2014, bắt đầu từ thời điểm OMO chính thức được áp dụng tại Việt Nam vào tháng 7/2000 Để đảm bảo tính nhất quán của nguồn dữ liệu, tác giả chủ yếu thu thập từ IMF, chỉ sử dụng các nguồn khác khi IMF không cung cấp dữ liệu cần thiết (Bảng 4.2) Chẳng hạn, dữ liệu GDP được lấy từ Datastream.
Dữ liệu về tỷ giá VND/USD, tỷ giá USD với các đồng tiền khác và chỉ số giá sản xuất của các nền kinh tế được thu thập từ IMF, trong khi thông tin về kim ngạch thương mại hai chiều giữa Việt Nam và các quốc gia khác được lấy từ Tổng cục thống kê (GSO).
Bảng 4.2: Cách tính toán các biến và nguồn dữ liệu
STT Ký hiệu Cách tính toán Nguồn
- NFA t = (TSC nước ngoài) t – (TSN nước ngoài) t ;
- E t là tỷ giá VND/USD ở thời điểm cuối kỳ t.
Trong đó: MB t là tiền cơ sở.
Trong đó: M2 t là cung tiền.
Ln(CPI t ) - Ln(CPI t-1 ) Trong đó: CPI t là chỉ số giá IMF (2014)
- là GDP tiềm năng (tính bằng phương pháp
STT Ký hiệu Cách tính toán Nguồn
Tỷ giá thực đa phương (REER) tại thời điểm t được tính bằng cách lấy logarithm tự nhiên của REER tại thời điểm t trừ đi logarithm tự nhiên của REER tại thời điểm t-1 REER t phản ánh giá trị của 17 đồng tiền từ các đối tác thương mại chính.
∏ ( ) với NER i là tỷ giá hối đoái danh nghĩa của ngoại tệ i so với VND; w i là tỷ trọng kim ngạch xuất nhập khẩu của nước i trong rổ tiền;
P * i là chỉ số giá sản xuất (PPI/WPI) của đối tác 4 thương mại thứ I;
P n là chỉ số giá tiêu dùng (CPI) của Việt Nam.
- r* t là lãi suất tín phiếu kho bạc của Mỹ;
- e t+1 là tỷ giá VND/USD trung bình ở kỳ t+1 5
8 d 1 và d 2 d 1 = 2 nếu ∆NDA* t < 0 và d 1 = 0 nếu ∆NDA* t >
0 d 2 = 2 nếu ∆NFA* t < 0 và d 2 = 0 nếu ∆NFA* t > 0
Trong đó: r t là lãi suất VND 6
3 Bao gồm các nước: Trung Quốc, Singapore, Nhật Bản, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Hồng Kông, Mỹ, Indonesia, Đức, Úc, Anh, Pháp, Nga, Philippines, Đài Loan, Hà Lan.
4 Với các nước không có chỉ số giá sản xuất (PPI – Producer Price Index), chỉ số giá bán buôn (WPI – Wholesale Price Index) được sử dụng để thay thế.
5 Tỷ giá VND/USD trung bình ở kỳ t+1 được chọn làm biến gần đúng của kỳ vọng tỷ giá VND/USD ở kỳ t+1
Biến động của lãi suất (SDr t) và tỷ giá (SDe t) thường được xác định bằng độ lệch chuẩn của lãi suất VND và tỷ giá VND/USD theo ngày trong ba tháng Tuy nhiên, do hạn chế trong việc truy cập dữ liệu hàng ngày, các biến số này được tính bằng độ lệch trung bình động của lãi suất và tỷ giá trong 5 quý, dựa trên công thức (4.5) và (4.6) Phương pháp này kế thừa từ nghiên cứu của Brissimis và cộng sự (2002).
STT Ký hiệu Cách tính toán Nguồn
Trong đó: e t là tỷ giá VND/USD
Biến động của NFA được tính toán hiệu chỉnh theo công thức (4.3) do giá trị của NFA trong bảng cân đối kế toán của NHTW được định giá bằng đồng nội tệ và thường được định giá lại vào cuối kỳ kế toán Ngay cả khi không có giao dịch mua bán trên thị trường ngoại hối, giá trị của NFA vẫn có thể thay đổi do biến động tỷ giá, vì vậy cần loại trừ tác động của sự định giá lại khỏi giá trị sổ sách của NFA Trong khi đó, giá trị của MB không bị ảnh hưởng bởi việc định giá lại, do đó sự biến động của NDA (hiệu chỉnh) được tính toán theo công thức (4.4).
Thống kê mô tả và ma trận tương quan giữa các biến số được trình bày chi tiết ở Phụ lục 6.
Phương pháp phân tích dữ liệu
Khi thực hiện hồi quy với dữ liệu chuỗi thời gian, yêu cầu đầu tiên là đảm bảo tính dừng Luận văn áp dụng phương pháp Augmented Dickey Fuller (ADF) và Phillips Perron (PP) để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu Chỉ khi đảm bảo chuỗi dữ liệu là dừng, luận văn mới tiến hành các kỹ thuật ước lượng tiếp theo Mục tiêu là đo lường hệ số vô hiệu hóa và hệ số bù trừ cho trường hợp của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.
Từ năm 2000 đến 2014, luận văn áp dụng phương pháp 2SLS để ước lượng các hệ phương trình (4.1) và (4.2) Sau đó, luận văn tiến hành kiểm định tính phù hợp của kết quả ước lượng thông qua các kiểm định White, Breusch Godfrey LM và Jarque-Bera nhằm xác minh các giả thiết mô hình, bao gồm: (i) phương sai phần dư không đổi; (ii) không có hiện tượng tự tương quan trong phần dư; và (iii) phần dư tuân theo phân phối chuẩn Dựa trên việc các giả thiết mô hình không bị vi phạm hoặc đã được khắc phục, luận văn tiếp tục kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số.
Để phân tích sự biến động của hệ số vô hiệu hóa và hệ số bù trừ, luận văn thực hiện ước lượng cuốn chiếu (rolling estimation) với mẫu 30 quan sát từ quý 3/2000 đến quý 1/2008 Mỗi lần thêm một quan sát ở phía sau và bớt một quan sát ở đầu, giữ cỡ mẫu không đổi (ví dụ: quý 4/2000 – quý 2/2008, quý 1/2001 – quý 3/2008), sẽ tiến hành ước lượng lại kết quả của các hệ số.
Kết quả nghiên cứu
4.4.1.Kết quả kiểm định tính chất của chuỗi dữ liệu
Kết quả trong Bảng 4.3 cho thấy các chuỗi dữ liệu đều dừng theo cả ADF và PP ở mức ý nghĩa 10%.
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định tính dừng
Biến số Trị thống kê
Biến số Trị thống kê
Ghi chú: ***, **, * chỉ mức ý nghĩa ở 1%, 5% và 10%
Nguồn: Tính toán của tác giả.
Kết quả kiểm định mô hình ban đầu cho thấy có hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong phương trình (4.2), do đó luận văn đã điều chỉnh bằng cách thêm AR(1) vào phương trình Kiểm định đối với mô hình sau điều chỉnh (Phụ lục 8) cho thấy các giả thiết của mô hình không bị vi phạm, do đó kết quả ước lượng ở Bảng 4.4 được coi là đáng tin cậy về mặt thống kê.
Bảng 4.4: Kết quả ước lượng mô hình
Phương tr nh (4.1) Phương tr nh (4.2)
Phương tr nh (4.1) Phương tr nh (4.2)
Ghi chú: *** mức ý nghĩa 1%; ** mức ý nghĩa 5%; * mức ý nghĩa 12%
Nguồn: Tính toán của tác giả (chi tiết trình bày ở Phụ lục 7).
Hệ số ước lượng α1 là -0,78 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy rằng một sự gia tăng 1% của NFA sẽ dẫn đến việc NHNN giảm 0,78% NDA Điều này chỉ ra rằng các can thiệp của NHNN chưa hoàn toàn hiệu quả, phản ánh rằng các giao dịch mua bán ngoại hối của NHNN vẫn chưa được vô hiệu hóa hoàn toàn, từ đó có thể ảnh hưởng đến lượng cung tiền và lạm phát trong nền kinh tế.
Hệ số ước lượng của β1 là -0,90 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy rằng 1% giảm của NDA sẽ được bù đắp bằng 0,90% tăng của NFA, phản ánh sự tự do hóa giao dịch vốn tại Việt Nam Tuy nhiên, hệ số này chưa đạt giá trị tuyệt đối 1, cho thấy vẫn còn một số rào cản đối với lưu chuyển vốn Năm 2005, Việt Nam đã được IMF công nhận tuân thủ Điều VIII về thanh toán tài khoản vãng lai và chuyển tiền quốc tế Đối với FDI, Luật Đầu tư 2005 đã loại bỏ hầu hết các rào cản, trong khi với FPI, Việt Nam chỉ duy trì hạn chế về tỷ lệ nắm giữ cổ phiếu của nhà đầu tư nước ngoài (49% với doanh nghiệp và 30% với ngân hàng) cùng với nghĩa vụ thuế cần hoàn thành.
Hệ số của thay đổi số nhân tiền tệ (∆MMt) có ý nghĩa thống kê và mang dấu (-), cho thấy sự gia tăng của số nhân tiền tệ dẫn đến dòng vốn chảy ra nước ngoài Để đối phó với tình trạng này, Ngân hàng Nhà nước (NHNN) thường thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt.
Hệ số thay đổi mức giá chung (∆CPIt-1) trong phương trình (4.2) có ý nghĩa thống kê và mang dấu (-), cho thấy lạm phát ảnh hưởng đến đầu tư nước ngoài vào thị trường nội địa Ngược lại, hệ số này không có ý nghĩa thống kê trong phương trình (4.1), có thể do Ngân hàng Nhà nước (NHNN) chưa có sự độc lập hoàn toàn trong quản lý chính sách tiền tệ (CSTT), bị chi phối bởi Chính phủ Điều này dẫn đến việc CSTT thường chậm trễ và thiếu linh hoạt, ngay cả khi lạm phát đang gia tăng Tính độc lập của NHNN sẽ được phân tích sâu hơn trong mục 4.5.
Hệ số biến động lãi suất ((d1 -1)*SDrt-1) cho thấy NHTW đã áp dụng các công cụ thị trường tiền tệ như OMO để ổn định lãi suất Đồng thời, hệ số biến động tỷ giá ((d2 -1)*SDet-1) chứng minh rằng NHTW đã can thiệp vào thị trường ngoại hối bằng cách sử dụng dự trữ ngoại hối nhằm duy trì sự ổn định của tỷ giá khi có biến động.
Hệ số của các biến GAPt-1 và ∆(r*t + Etet+1) không có ý nghĩa thống kê trong cả hai phương trình, điều này cho thấy không thể xác định tác động của các biến này đối với biến động dòng vốn cũng như việc điều hành chính sách tiền tệ.
Hệ số vô hiệu hóa đã có sự gia tăng rõ rệt theo thời gian, với mức dao động trước năm 2012 quanh -0,5, và đạt -0,66 vào năm 2012, sau đó giữ ổn định Ngược lại, hệ số bù trừ không có nhiều biến động trong giai đoạn 2008 – 2014.
Hình 4.1a: Kết quả ước lượng cuốn chiếu (hệ số vô hiệu hóa)
Nguồn: Tính toán của tác giả.
Hình 4.1b: Kết quả ước lượng cuốn chiếu (hệ số vô hiệu hóa)
Nguồn: Tính toán của tác giả.
