Luận văn thạc sĩ UEH đánh giá hiệu lực can thiệp vô hiệu hóa trên thị trường ngoại hối của ngân hàng nhà nước việt nam

GIỚI THIỆU

Bối cảnh chính sách

Trong bối cảnh tự do hóa tài khoản vốn toàn cầu, Việt Nam đã từng bước gỡ bỏ rào cản đầu tư và thúc đẩy mở cửa thị trường vốn Đặc biệt, quá trình này được tăng cường kể từ khi Việt Nam gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO).

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 Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tăng trưởng ổn định, trong khi vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài (FPI) biến động khó lường, ảnh hưởng đến luồng chu chuyển ngoại tệ Để ổn định tỷ giá, Ngân hàng Nhà nước (NHNN) đã can thiệp bằng cách thay đổi dự trữ ngoại hối, đạt kỷ lục gần 35 tỷ USD vào cuối năm 2014 NHNN tiến hành can thiệp vô hiệu hóa để 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 đồng tín phiếu trong giai đoạn 2012 - 2014.

Trong quá trình điều hành chính sách tiền tệ, NHNN chú trọng đến 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 khẳng định đã sử dụng đồng bộ các công cụ CSTT để điều tiết lượng tiền cung ứng nhằm kiểm soát lạm phát và ổn định kinh tế vĩ mô Cụ thể, NHNN đã cung tiền ra nền kinh tế qua việc mua ngoại tệ để tăng dự trữ ngoại hối, đồng thời rút tiền về thông qua phát hành tín phiếu Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy các can thiệp này chỉ đạt hiệu lực một phần và vẫn ảnh hưởng đến lạm phát Hơn nữa, phương pháp ước lượng trong các nghiên cứu này bộc lộ hạn chế về việc giải quyết vấn đề nội sinh, dẫn đến nghi ngờ về kết quả Do đó, cần làm rõ liệu các can thiệp vô hiệu hóa có thực sự hiệu quả như báo cáo của NHNN hay không.

Mục tiêu nghiên cứu

Luận văn nghiên cứu đánh giá hiệu lực can thiệp vô hiệu hóa của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam trên thị trường ngoại hối trong giai đoạn 2000 – 2014, đồng thời xác định các yếu tố hạn chế hiệu lực can thiệp Dựa trên kết quả nghiên cứu, luận văn sẽ đưa ra các khuyến nghị chính sách nhằm nâng cao hiệu quả của can thiệp vô hiệu hóa.

Câu hỏi nghiên cứu

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 hiệu quả một phần, cần xem xét những yếu tố nào đang hạn chế khả năng can thiệp của NHNN Những yếu tố này có thể bao gồm sự thiếu minh bạch trong thông tin thị trường, sự biến động của các yếu tố kinh tế vĩ mô, và những rào cản pháp lý trong việc thực hiện các chính sách tài chính Việc hiểu rõ những hạn chế này sẽ giúp NHNN điều chỉnh các chiến lược can thiệp một cách hiệu quả hơn 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 nghiên cứu được thu thập từ năm 2000 đến 2014, do hai lý do chính: đầu tiên, tháng 7 năm 2000 đánh dấu thời điểm OMO - công cụ chủ yếu để vô hiệu hóa của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam - chính thức được áp dụng; 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 kết hợp định lượng để đánh giá hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa, với trọng tâm là phân tích diễn biến cán cân thanh toán (BOP) và dự trữ ngoại hối, cũng như các công cụ vô hiệu hóa của NHNN Việt Nam Phân tích định lượng được thực hiện thông qua phương pháp Bình phương tối thiểu hai giai đoạn (2SLS), cho thấy tính hiệu quả của can thiệp vô hiệu hóa Bằng cách so sánh và đối chiếu với kinh nghiệm quốc tế, 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 phù hợp.

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, xác định 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, cơ chế và kinh nghiệm quốc tế trong việc sử dụng công cụ này Chương 3 mô tả diễn biến BOP và dự trữ ngoại hối của Việt Nam từ 2000 đến 2014, cùng với tổng quan các công cụ vô hiệu hóa mà NHNN áp 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 Chương 3.

Phương pháp nghiên cứu

Luận văn áp dụng phương pháp phân tích định tính kết hợp định lượng để đánh giá hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa Cụ thể, thông qua phân tích mô tả, luận văn xem xét diễn biến cán cân thanh toán (BOP) và dự trữ ngoại hối, cùng với việc sử dụng các công cụ vô hiệu hóa của NHNN Việt Nam 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, từ đó chứng minh tính hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa Bên cạnh đó, thông qua phương pháp so sánh và đối chiếu với kinh nghiệm của các quốc gia khác, luận văn đánh giá các yếu tố hạn chế hiệu lực của các 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 cơ chế, cùng với kinh nghiệm quốc tế trong việc sử dụng công cụ này Chương 3 mô tả diễn biến BOP và dự trữ ngoại hối của Việt Nam từ 2000 đến 2014, cùng tổng quan về 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 Chương 3.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT

Khái niệm can thiệp vô hiệu hóa

Theo Sloman (2004), can thiệp vô hiệu hóa (sterilization) được định nghĩa là hành động của Ngân hàng Trung ương nhằm loại bỏ ảnh hưởng đối với cung tiền do sự thặng dư hoặc thâm hụt cán cân thanh toán (BOP) gây ra.

Theo Dominguez (2009), can thiệp vô hiệu hóa là quá trình mà NHTW thực hiện để đảm bảo rằng các giao dịch trên thị trường ngoại hối không ảnh hưởng đến tiền cơ sở, một phần quan trọng của cung tiền Sự khác biệt giữa hai khái niệm này thể hiện rõ: Sloman tập trung vào "cung tiền", trong khi Dominguez nhấn mạnh "tiền cơ sở" Frankel (1996) cũng phân biệt can thiệp vô hiệu hóa theo nghĩa hẹp, là bù trừ dòng vốn để bảo vệ tiền cơ sở, và theo 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, nó 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 khi đó, theo nghĩa rộng, can thiệp vô hiệu hóa 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) Trong khi đó, phần TSN được xác định là tiền cơ sở (MB) Do đó, có thể thiết lập mối quan hệ: MB = NFA + NDA.

Các giao dịch trên thị trường ngoại hối thông qua việc mua hoặc bán đồng ngoại tệ sẽ làm thay đổi NFA Nếu không có can thiệp vô hiệu hóa, tiền cơ sở MB sẽ tăng, dẫn đến sự thay đổi mức 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 giữ cho cung tiền M2 không thay đổi (∆M2 = 0).

Các công cụ can thiệp vô hiệu hóa rất đa dạng, nhưng chúng có thể được chia thành hai nhóm chính do sự khác biệt trong cơ chế tác động của từng công cụ.

Nhóm công cụ đầu tiên 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 để đảm bảo ∆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 tăng, và để bù đắp, họ sẽ can thiệp bằng cách bán giấy tờ có giá mà họ nắm giữ, dẫn đến sự giảm NDA Sự tăng lên của NFA được bù đắp hoàn toàn bởi sự giảm xuống của NDA, do đó, MB không thay đổi, giúp duy trì sự ổn định cho cung tiền và giá cả trong nền kinh tế Cơ chế tác động của nhóm công cụ này thể hiện rõ 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 mà không có can thiệp vô hiệu hóa dẫn đến tình trạng tăng trưởng không đổi Trong khi đó, mua ngoại tệ với can thiệp vô hiệu hóa (nhóm 1) cho thấy sự tăng trưởng giảm, còn nhóm 2 cho thấy tăng trưởng không đổi và giảm Bán ngoại tệ mà không có can thiệp vô hiệu hóa thường dẫn đến giảm sút không đổi Ngược lại, bán ngoại tệ với can thiệp vô hiệu hóa (nhóm 1) cho thấy giảm sút nhưng có sự tăng trưởng không đổi, trong khi nhóm 2 thể hiện giảm sút và tăng trưởng không đổi.

Nguồn: Tổng hợp của tác giả

Nhóm công cụ thứ hai, bao gồm tỷ lệ DTBB, có cơ chế tác động khác với nhóm đầu tiên, cho phép sự thay đổi của MB mà không làm ảnh hưởng đến cung tiền M2 Khi NHTW mua ngoại tệ và gia tăng MB, tỷ lệ DTBB sẽ được điều chỉnh tăng lên, dẫn đến việc số nhân tiền tệ MM giảm 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

Đánh giá hiệu lực của can thiệp vô hiệu hóa dựa trên mối quan hệ giữa hai biến số NDA và NFA thông qua hàm phản ứng CSTT (hàm phản ứng chính sách tiền tệ) và hàm BOP (hàm cán cân thanh toán) Khung phân tích này được Argy và Porter (1974) đề xuất.

Hàm phản ứng CSTT được biểu diễn như sau:

Mô hình kinh tế được biểu diễn qua phương trình ∆NDAt = α0 + α1∆NFAt + α2Xt + ut (2.1), trong đó ∆NDAt đại diện cho sự thay đổi tài sản nội địa ròng, ∆NFAt là thay đổi tài sản nước ngoài ròng, và Xt là các yếu tố khác ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ (CSTT) Hệ số α1, hay còn gọi là hệ số vô hiệu hóa, phản ánh cách thức mà Ngân hàng Trung ương (NHTW) điều chỉnh hoạt động tiền tệ để kiểm soát cung tiền khi có sự thay đổi trong dự trữ ngoại hối Nếu α1 = -1, NHTW hoàn toàn vô hiệu hóa tác động của sự thay đổi NFA lên cung tiền Trong trường hợp -1 < α1 < 0, can thiệp vô hiệu hóa chỉ đạt hiệu lực một phần Ngược lại, nếu α1 > 0, NHTW không thực hiện can thiệp hoặc can thiệp không có hiệu lực, trong khi α1 < -1 cho thấy NHTW thắt chặt CSTT mạnh hơn mức cần thiết, dẫn đến tình trạng vô hiệu hóa quá mức.

Khác với hàm phản ứng của chính sách tiền tệ (CSTT), hàm BOP được thiết lập với biến phụ thuộc là ∆NFA t, trong khi biến giải thích chính là ∆NDA t Dạng đơn giản của hàm BOP thể hiện mối quan hệ giữa các biến này.

Trong nghiên cứu này, Zt đại diện cho các biến giải thích khác ảnh hưởng đến BOP Hệ số β1, hay còn gọi là hệ số bù trừ, thể hiện mức độ nhạy cảm của dòng vốn đối với hoạt động tiền tệ trong nước Khi 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 được 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 ám chỉ nền kinh tế hạn chế lưu chuyển vốn tự do, cho phép NHTW vô hiệu hóa hiệu quả tác động của dòng vốn Ngược lại, hệ số bù trừ cao và hệ số vô hiệu hóa thấp chỉ ra rằng 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 vô hiệu hóa qua phát hành tín phiếu, điều này có thể làm tăng lãi suất trong nước, thu hút thêm dòng vốn, dẫn đến việc can thiệp vô hiệu hóa ban đầu trở nên không hiệu quả khi NHTW phải gia tăng dự trữ ngoại hối Do đó, mức độ tự do di chuyển vốn càng cao, lượng vốn đổ vào càng lớn, 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 Tuy nhiên, khung phân tích này vẫn được sử dụng rộng rãi trong nhiều nghiên cứu vì OMO, với cơ chế can thiệp theo nghĩa hẹp, là công cụ phổ biến nhất mà 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 thông qua việc ước lượng hàm phản ứng CSTT bằng 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 dao động từ -0,6 đến -1,4, phản ánh sự khác biệt giữa các quốc gia Mặc dù OLS được ưa chuộng vì tính đơn giản, nhưng nó không xem xét tác động phản hồi, dẫn đến khả năng ước lượng hệ số vô hiệu hóa bị thiên lệch và không nhất quán do ∆NFAt có thể bị ảnh hưởng bởi ∆NDA t.

Nhóm nghiên cứu 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) Kết quả của Moreno (1996) chỉ ra rằng trong giai đoạn 1981 – 1994, can thiệp vô hiệu hóa tại Hàn Quốc và Đài Loan đều đạt hiệu lực hoàn toàn, trong đó Hàn Quốc có sự kiểm soát vốn chặt chẽ hơn và hiệu lực vô hiệu hóa cao hơn Phương pháp VAR có ưu điểm giải quyết vấn đề nội sinh và chỉ ra tác động của các cú sốc đến các biến số trong mô hình, nhưng một hạn chế quan trọng là chỉ cho phép ước lượng tác động của các biến trễ mà không thể ước lượng tác động đồng thời.

Nhóm nghiên cứu 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, nhằm khắc phục các vấn đề về nội sinh và tác động đồng thời, những nhược điểm của mô hình trước đó Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002) là những người tiên phong trong việc xây dựng hệ phương trình đồng thời dựa trên giả định tối thiểu hóa hàm tổn thất của Ngân hàng Trung ương, 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, biến động tỷ giá và lãi suất Dựa trên nghiên cứu này, Ouyang và các cộng sự đã tiến hành đánh giá hiệu lực can thiệp vô hiệu hóa của các quốc gia, trong đó có 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 được đưa vào mô hình bên cạnh hai biến chính ∆NDA t và ∆NFA t Đối với Trung Quốc, hệ số vô hiệu hóa dao động từ -1,001 đến -1,017, trong khi hệ số bù trừ nằm trong khoảng -0,517 đến -0,522 Kết quả ước lượng cuốn chiếu cho thấy can thiệp vô hiệu hóa có hiệu lực hoàn toàn đến đầu năm 2007, nhưng từ cuối 2007 đến 2008, hiệu lực chỉ đạt khoảng 70%.

Mặc dù hệ số vô hiệu hóa và hệ số bù trừ thay đổi tùy theo quốc gia và giai đoạn nghiên

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 thường giảm dần theo thời gian, đặc biệt là khi thị trường ban đầu dễ dàng hấp thụ các GTCG do NHTW bán ra Khi các can thiệp này trở nên thường xuyên và kéo dài, khả năng hấp thụ của thị trường giảm, dẫn đến hiệu lực sụt giảm Thêm vào đó, với xu hướng mở cửa dòng vốn và mức độ tự do lưu chuyển vốn tăng lên, hiệu quả của các can thiệp cũng bị ảnh hưởng tiêu cực.

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)

Nghiên cứu của Phạm Thị Tuyết Trinh và Nguyễn Thị Hồng Vinh (2011) từ quý 1/2003 đến quý 3/2010 cho thấy hệ số vô hiệu hóa của hàm phản ứng CSTT là -0,24, nghĩa là 1% tăng trưởng NFA dẫn đến giảm 0,24% NDA Tô Trung Thành (2013a) đã chỉ ra rằng khi thêm biến sản lượng công nghiệp vào mô hình, hệ số vô hiệu hóa trong giai đoạn từ tháng 1/2005 đến tháng 4/2011 là -0,63, cho thấy sự độc lập về tiền tệ đã bị ảnh hưởng do 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 Ngân hàng Nhà nước (NHNN) chỉ có khả năng vô hiệu hóa một phần tác động của can thiệp trên thị trường ngoại hối đối với lượng tiền cơ sở Hơn nữa, hoạt động vô hiệu hóa này thường có độ trễ khoảng 1 tháng.

Tóm lại, mặc dù có sự khác biệt trong việc lựa chọn biến số và giai đoạn nghiên cứu, các nghiên cứu đều chỉ ra rằng can thiệp vô hiệu hóa của NHNN là hiệu quả nhưng chưa hoàn toàn Tuy nhiên, phương pháp OLS được sử dụng trong các nghiên cứu này không giải quyết được vấn đề nội sinh giữa ∆NDAt và ∆NFAt, dẫn đến 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 NHTW sử dụng để điều tiết thị trường Ưu điểm lớn nhất của OMO là tính linh hoạt và độ chính xác cao, giúp duy trì sự ổn định mà không làm méo mó thị trường hay tạo gánh nặng cho hệ thống NHTM Tuy nhiên, OMO cũng đi kèm với chi phí lớn từ lãi suất phải trả cho các GTCG do NHTW phát hành, và có thể ảnh hưởng đến lãi suất trên thị trường tiền tệ trong nước.

Nghiên cứu về việc sử dụng OMO (Operation Market Operations) như một công cụ vô hiệu hóa của các Ngân hàng Trung ương trên thế giới, đặc biệt ở các quốc gia có hệ số vô hiệu hóa cao như Trung Quốc và Thái Lan, đã chỉ ra một số bài học kinh nghiệm quan trọng.

Các giao dịch trên thị trường mở thường liên quan đến việc mua bán GTCG do Chính phủ phát hành Tuy nhiên, khi quy mô can thiệp vô hiệu hóa lớn nhưng lượng trái phiếu Chính phủ có hạn, NHTW có thể tự phát hành GTCG để hấp thụ dư thừa thanh khoản Với vai trò là nhà điều hành CSTT, NHTW nắm bắt nhiều thông tin về cung – cầu thanh khoản trong hệ thống ngân hàng, từ đó chủ động phát hành GTCG với kỳ hạn và lãi suất phù hợp, nâng cao hiệu quả can thiệp vô hiệu hóa 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 vô hiệu hóa 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 NHTW Cộng hòa Séc đã khuyến khích dòng vốn ngắn hạn gia tăng, dẫn đến vòng luẩn quẩn trong quá trình vô hiệu hóa (Christensen, 2004).

Vào thứ ba, các Ngân hàng Trung ương (NHTW) thường có xu hướng kéo dài thời gian đáo hạn của các tín phiếu phát hành, nhằm mục đích tác động lâu dài đến tình trạng dư thừa thanh khoản và cải thiện khả năng kiểm soát chính sách tiền tệ.

Khi dòng vốn vào tăng mạnh, thời gian đáo hạn dài hơn có thể ngăn ngừa dòng vốn đầu cơ, cải thiện hiệu lực của việc vô hiệu hóa 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 từ 2,5 nghìn tỷ CNY năm 2006 xuống 1,6 nghìn tỷ CNY năm 2007, và kỳ hạn 6 tháng từ 95 tỷ CNY năm 2006 xuống 0 tỷ CNY năm 2007 Nhờ đó, PBC đã đạt được mục tiêu tăng trưởng cung tiền 16%, điều mà trước đó họ chưa thực hiện được khi tăng trưởng M2 thường cao hơn khoảng 3% so với mục tiêu.

Để nâng cao hiệu quả can thiệp vô hiệu hóa, Ngân hàng Trung ương (NHTW) cần chú trọng đến công tác dự báo để xác định quy mô can thiệp phù hợp và đa dạng hóa các loại giấy tờ có giá (GTCG) trên thị trường mở Bài học từ Thái Lan, quốc gia theo đuổi chính sách lạm phát mục tiêu, cho thấy NHTW Thái Lan (BOT) đã xây dựng mô hình dự báo thanh khoản hàng ngày dựa trên dữ liệu cung cầu dự trữ của các ngân hàng thương mại, cùng với các yếu tố như thay đổi tiền trong lưu thông và chi tiêu Chính phủ Sự phối hợp chặt chẽ với Bộ Tài chính trong việc phát hành GTCG với nhiều kỳ hạn khác nhau đã giúp thị trường trái phiếu nội địa thu hút nhiều nhà đầu tư, đặc biệt là sự gia tăng của các 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 vẫn thu hút một số ngân hàng trung ương do khả năng tiết kiệm chi phí Lãi suất tiền gửi DTBB thường thấp hơn so với lãi suất của giấy tờ có giá do ngân hàng trung ương phát hành Trung Quốc là một ví dụ điển hình, khi PBC đã điều chỉnh tăng tỷ lệ DTBB để hấp thụ thanh khoản vào các năm 2007 và 2011, trong bối cảnh lợi suất của tín phiếu ngân hàng trung ương gia tăng, dẫn đến sự sụt giảm tầm quan trọng của tín phiếu này (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 một 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, việc PBC trả lãi cho cả DTBB và dự trữ vượt mức, trong khi thiếu kênh đầu tư thay thế, khiến các định chế nhận tiền gửi duy trì tỷ lệ dự trữ vượt mức cao Mặc dù tỷ lệ DTBB tăng, tỷ lệ dự trữ vượt mức lại giảm, dẫn đến can thiệp vô hiệu hóa không đạt hiệu quả như mong đợi Để giảm 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 Các công cụ khác 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 biện pháp nhằm duy trì sự ổn định của tiền cơ sở Vào thập niên 90, Malaysia, Thái Lan và Indonesia đã áp dụng thành công công cụ này để can thiệp vào thị trường So với nghiệp vụ thị trường mở (OMO), biện 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 từ NHTM về NHTW nếu diễn ra thường xuyên, quy mô lớn và không thông báo trước có thể ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động của hệ thống NHTM Hơn nữa, hiệu quả của biện pháp can thiệp này còn phụ thuộc vào quy mô của tiền gửi Chính phủ trong hệ thống ngân hàng.

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 hình 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 vẫn có một số hạn chế, 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 tăng cường hiệu quả can thiệp Kinh nghiệm từ các quốc gia cho thấy khi lựa chọn công cụ can thiệp, cần xem xét các khía cạnh như đặc điểm của công cụ, điều kiện kinh tế của quốc gia và tương quan chi phí giữa các công cụ.

TỔNG QUAN VỀ CAN THIỆP VÔ HIỆU HÓA TRÊN THỊ TRƯỜNG NGOẠI HỐI CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC

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

Giai đoạn 2000 – 2008 chứng kiến sự tăng trưởng ổn định của dự trữ ngoại hối từ 2000 đến 2004, với đà tăng mạnh mẽ bắt đầu từ năm 2005 Sự kiện Việt Nam gia nhập WTO cùng với triển vọng tăng trưởng kinh tế đã thu hút nhiều nhà đầu tư nước ngoài, dẫn đến dòng vốn đầu tư gia tăng 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, là yếu tố chính thúc đẩy sự gia tăng nhanh chóng của dự trữ ngoại hối Đến năm 2008, dự trữ ngoại hối đạt mức cao nhất là 24.176 triệu USD.

Cán cân vãng lai Cán cân vốn Lỗi và sai sót Dự trữ ngoại hối

Trong giai đoạn 2009 – 2011, do tác động tiêu cực của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu và bất ổn kinh tế trong nước, dòng vốn đảo chiều khiến NHNN phải can thiệp vào thị trường để ổn định tỷ giá bằng cách sử dụng quỹ dự trữ ngoại hối 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 thêm 1.119 triệu USD vào năm 2011.

Sau khi phục hồi vào năm 2011, dự trữ ngoại hối tăng mạnh trong những năm tiếp theo nhờ vào 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 2014, dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã tăng mạnh, từ 14.045 triệu USD lên 34.575 triệu USD, với mức kỷ lục đạt được vào năm 2014 là 34.575 triệu USD Sự gia tăng này phản ánh sự ổn định và phát triển kinh tế của đất nước.

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

Dữ liệu được sử dụng trong mô hình là dữ liệu theo tần suất quý từ quý 3/2000 đến quý 4/2014, bắt đầu từ quý 3/2000 do OMO chính thức được áp dụng tại Việt Nam từ tháng 7/2000 Tác giả chủ yếu thu thập dữ liệu từ IMF để đảm bảo tính thống nhất, chỉ sử dụng các nguồn khác khi IMF không có dữ liệu, ví dụ như 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 từ IMF, cùng với kim ngạch thương mại hai chiều giữa Việt Nam và các quốc gia khác được thu thập 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

– ∆NFA* t (4.4) 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 lọc Hodrick-Prescott với tham số làm nhẵn 1600)

Tỷ giá thực đa phương (REER) tại thời điểm t được tính bằng cách lấy logarithm tự nhiên của tỷ giá thực đa phương tại thời điểm t trừ đi logarithm tự nhiên của tỷ giá thực đa phương tại thời điểm t-1 REER t phản ánh giá trị của 17 đồng tiền từ các đối tác thương mại chính, giúp đánh giá sự biến động của tỷ giá trong bối cảnh thương mại quốc tế.

∏ ( ) 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) 4 của đối tác 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

SDr t = (1/5) * √∑ ̂ (4.5) với ̂ ( ) ∑ 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 đo bằng độ lệch chuẩn của lãi suất VND và tỷ giá VND/USD theo ngày trong vòng ba tháng Tuy nhiên, do hạn chế trong việc truy cập dữ liệu theo ngày, các biến số này được tính bằng độ lệch trung bình động của lãi suất và tỷ giá từ 5 quý Phương pháp này dựa trên công thức (4.5) và (4.6), kế thừa từ nghiên cứu của Brissimis và cộng sự (2002).

(4.6) với ̂ ( ) ∑ Trong đó: e t là tỷ giá VND/USD

Biến động của NFA, được điều chỉnh theo công thức (4.3), liên quan đến biến ∆NFA*t Điều này có thể được giải thích bởi giá trị của NFA trong bảng cân đối kế toán của Ngân hàng Trung ương (NHTW) được định giá bằng đồng nội tệ, và NHTW thường thực hiện việc định giá lại vào cuối kỳ kế toán.

Ngay cả khi Ngân hàng Trung ương không thực hiện giao dịch trên thị trường ngoại hối, giá trị của NFA vẫn có thể thay đổi do biến động tỷ giá Do đó, cần loại trừ tác động của sự định giá lại khỏi giá trị sổ sách của NFA Vì giá trị của MB không bị ảnh hưởng bởi việc định giá lại, 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 tiến hành hồi quy với dữ liệu chuỗi thời gian, yêu cầu đầu tiên là xác định tính dừng của chuỗi Luận văn áp dụng phương pháp Augmented Dickey Fuller (ADF) và Phillips Perron (PP) để kiểm định tính dừng Sau khi đảm bảo chuỗi dữ liệu đạt yêu cầu về tính dừng, các kỹ thuật ước lượng tiếp theo sẽ được thực hiện Mục tiêu là đo lường hệ số vô hiệu hóa và hệ số bù trừ trong bối cảnh của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.

Trong giai đoạn 2000 – 2014, luận văn sử 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 Các kiểm định này nhằm kiểm tra các giả thiết của mô hình, bao gồm tính phương sai không đổi của phần dư, không có hiện tượng tự tương quan và phần dư tuân theo phân phối chuẩn Dựa trên việc các giả thiết của 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.

Luận văn tiến hành ước lượng cuốn chiếu (rolling estimation) để phân tích sự biến động của hệ số vô hiệu hóa và hệ số bù trừ Cụ thể, ước lượng ban đầu được thực hiện trên mẫu 30 quan sát từ quý 3/2000 đến quý 1/2008 Sau đó, mẫu được điều chỉnh bằng cách thêm một quan sát mới ở phía sau và loại bỏ một quan sát ở phía trước, giữ cỡ mẫu không đổi (ví dụ: từ quý 4/2000 đến quý 2/2008, hoặc từ quý 1/2001 đến quý 3/2008) Mỗi lần điều chỉnh mẫu sẽ dẫn đến việc ước lượng lại kết quả của các hệ số.

Kết quả nghiên cứu

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

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 hiện tượng tự tương quan bậc 1 ở 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, vì vậy, 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)

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 khi NFA tăng 1%, NHNN sẽ giảm NDA 0,78% Điều này cho thấy các can thiệp của NHNN chỉ có hiệu lực một phần, vì các giao dịch mua bán ngoại hối chưa được vô hiệu hóa hoàn toàn, dẫn đến ảnh hưởng đến 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 trừ bởi 0,90% tăng của NFA, phản ánh việc Việt Nam đã thực hiện tự do hóa giao dịch vốn, mặc dù vẫn duy trì một số rào cản nhất định 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, các cải cách pháp luật, đặc biệt là Luật Đầu tư 2005, đã loại bỏ hầu như tất cả rào cản Tuy nhiên, trong lĩnh vực FPI, Việt Nam vẫn giữ rào cản về tỷ lệ nắm giữ cổ phiếu của nhà đầu tư nước ngoài (49% đối với doanh nghiệp và 30% đối với ngân hàng) cùng với nghĩa vụ thuế.

Hệ số của thay đổi số nhân tiền tệ (∆MM t) có ý nghĩa thống kê và mang dấu (-) trong cả hai phương trình, cho thấy sự tăng lên của số nhân tiền tệ tác động đến dòng vốn chảy ra nước ngoài Để đối phó với tình trạng này, Ngân hàng Nhà nước (NHNN) có xu hướng thực thi chính sách tiền tệ thắt chặt.

Hệ số thay đổi mức giá chung (∆CPI t-1) trong phương trình (4.2) cho thấy lạm phát ảnh hưởng đến đầu tư nước ngoài vào thị trường nội địa với dấu (-) và có ý nghĩa thống kê 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), chịu sự chi phối của Chính phủ, dẫn đến CSTT thường chậm và thiếu linh hoạt, ngay cả khi lạm phát gia tăng Vấn đề độc lập thể chế của NHNN sẽ được phân tích chi tiết hơn ở mục 4.5.

Hệ số của biến động lãi suất ((d1 - 1)*SDr t-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 của biến động tỷ giá ((d2 - 1)*SDet-1) cho thấy NHTW đã sử dụng dự trữ ngoại hối để can thiệp vào thị trường 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 dẫn đến việc không thể xác định tác động của các biến này đối với biến động dòng vốn và việc điều hành chính sách tiền tệ.

Hệ số vô hiệu hóa đã có xu hướng gia tăng theo thời gian, với mức dao động trước năm 2012 khoảng -0,5, tăng lên -0,66 vào năm 2012 và sau đó duy trì ổn định Ngược lại, hệ số bù trừ không có nhiều biến động trong giai đoạn từ 2008 đến 2014.

Hình 4.1a: Kết quả ước lượng cuốn chiếu (hệ số vô hiệu hóa)