Giới thiệu
Lý thuyết bộ ba bất khả thi là một trong những lý thuyết khá phổ biến trong tài chính quốc tế Theo đó, một quốc gia không thể đồng thời cùng một lúc đạt được ba mục tiêu tỷ giá cố định, hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ và thực tế cũng cho thấy rằng, những quốc gia nào không tuân theo hoặc vận dụng cứng nhắc nguyên lý bộ ba bất khả thi điều tất yếu là khó tránh khỏi khủng hoảng Chính vì vậy trên thế giới đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc bộ ba bất khả thi cũng như sự tác động của chúng đến nền kinh tế vĩ mô và kết quả cho thấy rằng các chỉ số bộ ba có sự thay đổi theo thời gian, có sự đánh đổi giữa chúng, cũng như cho thấy sự tác động của các chỉ số bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến nền kinh tế vĩ mô như thế nào, từ đó có định hướng lựa chọn chính sách điều hành bộ ba bất khả thi phù hợp
Nhận thấy được việc nghiên cứu về cấu trúc bộ ba bất khả thi cũng như sự tác động của chúng và dự trữ ngoại hối đến nền kinh tế vĩ mô ngày càng trở nên quan trọng cũng như là vấn đề được quan tâm nghiêm túc ở nhiều nước, do đó tác giả đã chọn đề tài „‟Nghiên cứu bộ ba bất khả thi ở Việt Nam” để làm rõ những vấn đề sau:
+ Cấu hình bộ ba bất khả thi của Việt Nam giai đoạn 1997-2012 như thế nào?
+ Các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam có thay đổi sau các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật hay không?
+ Các chỉ số bộ ba có mối tương quan tuyến tính hay có sự đánh đổi như lý thuyết đã đề cập?
+ Bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối có tác động thế nào đến lạm phát của Việt Nam?
- Đo lường và theo dõi sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn 1997-2012 để thấy được cấu hình bộ ba bất khả thi hay sự lựa chọn chính sách bộ ba bất khả thi ở Việt Nam
- Xem xét sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam sau các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật trên thế giới để thấy được tác động của các sự kiện này lên cấu trúc bộ ba bất khả thi
- Kiểm định mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam để thấy được sự đánh đổi thực sự giữa các chỉ số bộ ba
- Xem xét mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi cũng như tác động của chúng lên lạm phát ở Việt Nam
Luận văn được chia thành 5 chương:
+ Chương 1: Giới thiệu vấn đề nghiên cứu + Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây
+ Chương 3: Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu + Chương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận + Chương 5: Kết luận và khuyến nghị
Tổng quan các nghiên cứu trước đây
Lý thuyết bộ ba bất khả thi
Trong tác phẩm nổi tiếng “Chính sách tài khóa và tiền tệ dưới các chế độ tỷ giá”
(1963), Robert Mundell và J.M.Fleming đã xây dựng “mô hình Mundell-Fleming”
[xem phụ lục 8] Mô hình Mundell-Fleming là sự mở rộng của nền tảng lý thuyết IS-LM khi có tính đến tác động của cán cân thanh toán Trước đó, khi nghiên cứu tác động chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ đối với việc gia tăng sản lượng quốc gia trong mô hình IS-LM, James Meade (1951) và Jan Tinbergen (1952) đã có những nỗ lực để đưa các yếu tố nước ngoài vào mô hình Tuy nhiên, phần lớn những đóng góp này đều chỉ dừng lại ở mức là những tranh luận hấp dẫn, chưa thực sự trở thành một lý thuyết vững chắc Sự ra đời của mô hình Mundell-Fleming được xem là nỗ lực thành công nhất trong việc đưa yếu tố nước ngoài vào hệ thống lý thuyết Keyness hiện đại và là điểm khởi đầu cho lý thuyết bộ ba bất khả thi Bằng cách giả định chu chuyển vốn là hoàn hảo, Mundell-Fleming (1963) đã chỉ ra rằng chính sách tài khóa phát huy hiệu quả cao trong cơ chế tỷ giá cố định và chính sách tiền tệ có tác dụng mạnh dưới chế độ tỷ giá thả nổi Dựa vào lý thuyết này, các nhà kinh tế học như Krugman (1979) và Frankel (1999) [Tài liệu tham khảo 7-TLTK 7] đã phát triển thành lý thuyết bộ ba bất khả thi và được phát biểu như một định đề:
Một quốc gia không thể đồng thời đạt được cùng lúc tỷ giá cố định, hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ Trong đó: Độc lập tiền tệ giúp cho chính phủ sử dụng hiệu quả những công cụ chính sách tiền tệ nhằm thực hiện mục tiêu tăng trưởng kinh tế và kiềm chế lạm phát Chẳng hạn nếu nền kinh tế có dấu hiệu phát triển nóng, chính phủ sẽ tăng lãi suất, giảm cung tiền và giảm lãi suất, tăng cung tiền khi nền kinh tế suy thoái Ổn định tỷ giá giúp tạo ra cái neo danh nghĩa để chính phủ tiến hành các biện pháp ổn định giá cả Cái neo này làm cho nhận thức của nhà đầu tư đối với rủi ro của nền kinh tế giảm đi, làm tăng thêm niềm tin của công chúng vào đồng nội tệ
Tất cả giúp cho môi trường đầu tư tốt lên
Hội nhập tài chính nghĩa là dòng vốn được tự do ra vào nền kinh tế Việc này giúp quốc gia tăng trưởng nhanh hơn và phân bổ nguồn lực tốt hơn, giúp nhà đầu tư đa dạng hóa đầu tư, mạnh dạn bỏ vốn vào nền kinh tế Thị trường tài chính nội địa nhờ đó cũng phát triển theo đồng thời tạo động lực giúp cho chính phủ tiến hành nhiều cải cách và quản trị tốt hơn
Tuy không thể cùng lúc đạt được cả ba mục tiêu trên, một quốc gia có thể lựa chọn cùng một lúc đồng thời hai trong ba mục tiêu Bất kỳ cặp mục tiêu nào cũng có thể đạt được bằng một chế độ tỷ giá tương ứng nhưng phải từ bỏ mục tiêu chính sách còn lại Ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính được kết hợp bằng cách lựa chọn chế độ tỷ giá cố định nhưng phải từ bỏ độc lập tiền tệ, điều này có nghĩa là chính phủ đã mất đi một công cụ để điều chỉnh lãi suất trong nước độc lập với lãi suất nước ngoài Độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính được kết hợp bằng cách lựa chọn chế độ tỷ giá thả nổi nhưng phải từ bỏ mục tiêu ổn định tỷ giá.Với lựa chọn này, chính phủ (NHTW) được tự do ấn định lãi suất nhưng đổi lại tỷ giá phải vận hành theo những nguyên tắc của thị trường Ổn định tỷ giá và độc lập tiền tệ được kết hợp bằng cách lựa chọn thị trường vốn đóng Lựa chọn này có nghĩa chính phủ phải thiết lập kiểm soát vốn Khi có kiểm soát vốn, mối liên hệ giữa lãi suất và tỷ giá sẽ bị phá vỡ
Cả 3 sự kết hợp trên được thể hiện trong hình 2.1 sau:
Hình 2.1: Tam giác bộ ba bất khả thi
Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H Ito (2008) Assessing the Emerging Global Financial Architecture: Measuring the Trilemma’s Configurations over Time.
Thước đo bộ ba bất khả thi
2.2.1 Ổn định tỷ giá (ERS)
Tỷ giá, yếu tố đầu tiên của bộ ba, dễ đo lường nhất Ổn định tỷ giá (ERS) theo nhóm tác giả Aizenman, J., M.D Chinn và H Ito (2008) [TLTK 1] chính là độ lệch chuẩn của tỷ giá được tính theo năm dựa trên dữ liệu tỷ giá mỗi tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở Độ ổn định tỷ giá nằm giữa giá trị 1 và 0, càng tiến về 1 tỷ giá càng ổn định so với quốc gia cơ sở
ERS 0.01 + stdev (∆log(exch _ rate))
Cách thức đo lường độ ổn định tỷ giá như trên có ưu điểm là giúp chúng ta xác định được chính sách tỷ giá trên thực tế mà một quốc gia đang áp dụng chứ không phải dựa trên những gì mà quốc gia đó tuyên bố
Thị trường vốn đóng và neo chặt tỷ giá Độc lập tiền tệ Ổn định tỷ giá
Tỷ giá thả nổi Liên minh tiền tệ hay Chuẩn tiền tệ Hội nhập tài chính
2.2.2 Độc lập tiền tệ (MI)
Yếu tố thứ hai của bộ ba là độc lập tiền tệ Rose (1996) [TLTK 12] có đề xuất đo lường độc lập tiền tệ bằng cách xem phản ứng của tỷ giá đối với những thay đổi trong sản lượng, lãi suất và cung tiền Tuy nhiên đối với cung tiền, phương pháp này có nhược điểm là khó thể nào phân biệt được trong thực tế đâu là một cú sốc cung và cú sốc cầu tiền tệ, đó là chưa kể phải giả định tốc độ lưu thông tiền tệ là không đổi
Khác với Rose, Obstfeld, Jay C Shambaugh và Alan M.Taylor (2005) [TLTK 10] đề xuất cách tiếp cận khác để đo lường độc lập tiền tệ bằng cách không dựa trên số lượng mà dựa trên lãi suất danh nghĩa ngắn hạn Phương pháp này gây tranh cãi vì chỉ dựa chủ yếu vào trực giác khi cho rằng điều hành chính sách tiền tệ chủ yếu dựa vào mức lãi suất mục tiêu hơn là dựa trên số lượng tiền tệ
Năm 2008, nhóm tác giả ACI [TLTK 1] đã xây dựng cách đo lường độc lập tiền tệ (MI) Theo đó, mức độ độc lập tiền tệ được đo lường bằng hàm đảo nghịch của mức tương quan hằng năm của lãi suất hàng tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở Lãi suất thị trường (Money market rates) được sử dụng để tính toán corr(i i , i j ) - (-1)
Trong đó: i: quốc gia sở tại, j: quốc gia cơ sở Giá trị MI tối đa, tối thiểu tương ứng là 1 và 0 Giá trị càng tiến về 1 có nghĩa là chính sách tiền tệ càng độc lập hơn Chỉ số này được điều chỉnh giảm sự biến động bằng cách áp dụng mức trung bình trượt 3 năm bao gồm năm trước, năm hiện tại và năm kế tiếp (t-1, t, t+1) của quan sát
2.2.3 Hội nhập tài chính (KAOPEN)
Yếu tố khó đo lường nhất của bộ ba là hội nhập tài chính Muốn đánh giá mức độ hội nhập tài chính, chúng ta phải đo lường mức độ mà một quốc gia tiến hành kiểm soát vốn Tuy nhiên việc đo lường mức độ kiểm soát vốn rất phức tạp vì rất khó để phản ánh hết những phức tạp trong thực tế Chẳng hạn có quốc gia tuy tuyên bố mở cửa thị trường vốn bằng những chính sách khá thông thoáng nhưng trong thực tế lại kiểm soát vốn bằng những biện pháp hành chính của các cơ quan chức năng
Lane và Milesi-Ferretti (2006) [TLTK 9] có đề xuất sử dụng chỉ số độ mở tài khoản vốn trên thực tế Chỉ số của Lane và Milesi-Ferretti đo lường khối lượng nợ và tài sản nước ngoài trong cán cân thanh toán Khi đo lường tổng lượng nợ và tài sản nước ngoài trong cán cân thanh toán, ta sẽ thấy được mức độ kiểm soát vốn trên thực tế mà một quốc gia đang theo đuổi Ngoài ra còn một phương pháp thứ hai để đo lường độ mở của tài khoản vốn trên thực tế, đó là tính toán tỷ số dòng tài chính xuyên biên giới trong cán cân thanh toán quốc tế so với GDP
Hutchison, Sengupta và Singh (2010) [TLTK 8] xây dựng chỉ số KAOPEN bằng tỷ lệ của tổng vốn đầu tư nước ngoài vào và vốn đầu tư ra nước ngoài trên GDP Theo phương pháp này chỉ số KAOPEN không nằm giữa giá trị 0 và 1
Chinn và Ito (2006, 2008) [TLTK 6] đưa đề xuất sử dụng độ mở tài khoản vốn KAOPEN để đo lường mức độ hội nhập tài chính KAOPEN dựa trên thông tin trong báo cáo hàng năm về cơ chế tỷ giá và những hạn chế ngoại hối do IMF phát hành (Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions) Nhìn vào KAOPEN ta sẽ thấy một quốc gia trên thực tế có tiến hành chính sách đa tỷ giá hay không Đây là dạng cơ chế mà một loại tỷ giá áp dụng cho giao dịch trên tài khoản vãng lai và một loại tỷ giá áp dụng cho tài khoản vốn Cơ chế đa tỷ giá chính là một dấu hiệu nhận biết một quốc gia tiến hành kiểm soát vốn KAOPEN cũng biến thiên trong khoảng 0 và 1 Giá trị càng cao của chỉ số này cho thấy quốc gia mở cửa hơn với những giao dịch vốn xuyên quốc gia
Sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi theo thời gian
Dựa trên các chỉ số bộ ba bất khả thi ở 60 quốc gia gồm 19 nước công nghiệp hóa, 41 nước đang phát triển (trong đó có 22 nước thị trường mới nổi), nhóm tác giả ACI (2012) [TLTK 4] đã tiến hành tìm hiểu về sự phát triển theo thời gian của từng chỉ số cho từng nhóm nước trên thế giới giai đoạn 1970-2010
Kết quả ở phụ lục 1 cho thấy trong suốt giai đoạn 1970-2010, các nước IDC không ngừng tăng tốc hội nhập tài chính và đạt được mức độ tự do hóa tài chính gần như hoàn hảo vào năm 2010 Đồng thời thực hiện chính sách ổn định tỷ giá ở mức cao trong khi ngày càng đánh mất độc lập tiền tệ Trong khi các nước IDC ngày càng tăng tốc tự do hóa tài chính so với các nước đang phát triển, thì các nước thị trường mới nổi cũng không ngừng hội nhập, đồng thời chấp nhận giảm mức độ độc lập về tiền tệ Các nước Non-EMG mặc dù cũng dần mở cửa tài chính nhưng ít hơn và vì thế vẫn giữ nguyên mức độ độc lập tiền tệ Từ thập niên 1980, các nước EMG có sự linh hoạt hơn trong tỷ giá hối đoái trong khi các nước Non-EMG vẫn theo đuổi cơ chế tỷ giá ổn định ở mức cao Điều đáng lưu ý là các nước thị trường mới nổi đạt được sự kết hợp tương đối cân bằng giữa ba mục tiêu vĩ mô trong những năm 2000, nghĩa là ổn định tỷ giá, hội nhập tài chính ở mức trung bình và không đánh mất sự tự chủ về tiền tệ nhiều như những nước IDC.
Mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi
Phiên bản nguyên thủy của lý thuyết bộ ba bất khả thi không đề cập đến vai trò của dự trữ ngoại hối Tuy nhiên trong xu thế toàn cầu hóa như hiện nay, con đường phát triển tất yếu của các quốc gia chính là mở cửa tài chính đặc biệt ở các nước đang phát triển, theo lý thuyết bộ ba bất khả thi, các quốc gia chỉ còn một chọn lựa duy nhất hoặc là chọn độc lập tiền tệ hoặc chọn ổn định tỷ giá Thế nhưng trên thực tế có nhiều nghiên cứu cho thấy có một sự lựa chọn khác trong mẫu hình
10 bộ ba bất khả thi ở các nước thị trường mới nổi, đó chính là chế độ trung gian 1 cùng với sự gia tăng đáng kể của dự trữ ngoại hối
Thực vậy, dự trữ ngoại hối toàn cầu đã tăng từ khoảng 1 nghìn tỷ đô đến khoảng 10 nghìn tỷ đô trong giai đoạn từ năm 1990 đến năm 2010 Tuy nhiên dự trữ ngoại hối tích lũy diễn ra không đồng đều ở các nước Trong khi tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP tại các nước công nghiệp tương đối ổn định xấp xỉ 6%-8% thì tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP tại các nước đang phát triển tăng từ khoảng 10% đến khoảng 25% Gần đây các nước đang phát triển nắm giữ đến ba phần tư dự trữ ngoại hối toàn cầu Phần lớn tập trung ở Châu Á, nơi dự trữ ngoại hối đã gia tăng từ khoảng 10% vào năm 1980 lên khoảng 34% vào năm 2010, trong đó Trung Quốc là quốc gia có dự trữ ngoại hối gia tăng ấn tượng nhất với tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP từ khoảng 1% vào năm 1980 lên khoảng 48% vào năm 2010 [xem phụ lục 2]
Bằng nghiên cứu của mình, Aizenman và Glick (2008) [TLTK 5] đã cho thấy trong những năm cuối thập niên 90, đầu thập niên 2000, các thị trường mới nổi đã gánh chịu hàng loạt các cuộc khủng hoảng gắn liền với chế độ neo tỷ giá và xu hướng hội nhập tài chính như khủng hoảng Mexico (1994), Thái Lan, Indonesia và Hàn Quốc (1997), Nga và Brazil (1998), Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ (1998) Trong cùng thời gian đó các quốc gia không theo chế độ neo tỷ giá bao gồm Israel và Nam Phi (1998) lại tránh được khủng hoảng Các cuộc khủng hoảng này bắt nguồn từ việc các quốc gia không tuân theo hoặc vận dụng cứng nhắc nguyên lý của bộ ba bất khả thi và câu chuyện của các quốc gia Hàn Quốc, Mexico, Argentina là những ví dụ
1 Trong chế độ trung gian, quốc gia áp dụng một cơ chế tỷ giá linh hoạt tức tỷ giá thả nổi có quản lý, kết hợp với mức tự chủ tương đối về tiền tệ và tự do hóa tài chính nhưng vẫn chú ý kiểm soát vốn
Hình 2.2: Tam giác bộ ba bất khả thi ở các nước Mexico, Hàn Quốc, Argentina và các nước khác những năm 1990
Nguồn: Aizenman, J., Reuven Glick (2008) Sterilization, Monetary Policy and
Global Financial Integration Ở vị trí đỉnh trên cùng trong hình 2.2, vào những năm cuối thập niên 80, đầu thập niên 90, các quốc gia như Hàn Quốc, Mexico và các nền kinh tế Châu Á khác đã bắt đầu gia tăng tự do hóa và mở cửa tài chính đồng thời vẫn tiếp tục duy trì độc lập tiền tệ và chế độ neo tỷ giá cố định Tuy nhiên, theo lý thuyết của Mundell – Fleming thì lựa chọn này là bất khả thi Do đó, Mexico và các nước ở Đông Á lần lượt lâm vào khủng hoảng vào năm 1994-1995 và 1997-1998 là điều có thể báo trước Các cuộc khủng hoảng đó đã chứng minh được sự đánh đổi của bộ ba bất khả thi: một quốc gia khi cố gắng mở cửa tài chính thì phải từ bỏ ổn định tỷ giá nếu muốn duy trì độc lập tiền tệ
Trường hợp Argentina, vào đầu những năm 1990 quốc gia này đã cố gắng đạt được mẫu hình gồm chế độ neo tỷ giá cố định và từ bỏ độc lập tiền tệ khi vận hành hệ thống “chuẩn tiền tệ” (currency board) đồng thời hội nhập tài chính hoàn toàn, tức là đỉnh bên phải của tam giác Và kết quả là Argentina cũng phải trải qua
Thị trường vốn đóng và neo chặt tỷ giá hoảng Khủng Độc lập tiền tệ Ổn định tỷ giá
Thả nổi có quản lý, Gia tăng dự trữ, Vô hiệu hóa
Argentina Liên minh tiền tệ hay Chuẩn tiền tệ
12 cuộc khủng hoảng vào năm 2000 khi họ không còn khả năng chịu đựng việc mất độc lập tiền tệ hoàn toàn
Sau cuộc khủng hoảng này thì các nước thị trường mới nổi thay đổi hướng đến mẫu hình trung gian của bộ ba bất khả thi với tỷ giá linh hoạt có quản lý, duy trì độc lập tiền tệ ở một mức nào đó và tăng cường hội nhập tài chính Do đó, họ phải đối mặt với áp lực của việc nâng giá đồng tiền và biện pháp giải quyết chính là gia tăng nắm giữ dự trữ ngoại hối và kèm theo đó là chính sách can thiệp vô hiệu hóa – điển hình là Trung Quốc, từ năm 2005 đã đẩy mạnh thực hiện chính sách trên Để giải thích sự hình thành mẫu hình trung gian ở các nước, nhóm tác giả ACI (2008) [TLTK 1] đã xây dựng mô hình kim cương với bốn đỉnh lần lượt đo lường về mức độ độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá, hội nhập tài chính và tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP, những tiêu chuẩn này dao động từ 0 đến 1, với gốc trung tâm trong đồ thị đại diện cho mức độ độc lập tiền tệ bằng 0, tỷ giá thả nổi hoàn toàn, không có dự trữ ngoại hối và tự túc tài chính
Kết quả nghiên cứu ở phụ lục 3 cho thấy cả ba chỉ số bộ ba bất khả thi ở các nước thị trường mới nổi đều hội tụ ở mức trung bình tức chế độ trung gian cùng với sự gia tăng đáng kể mức dự trữ ngoại hối kể từ năm 2000 Điều này cho thấy dự trữ ngoại hối như là một tấm đệm an toàn cho sự lựa chọn chế độ trung gian ở các nước.
Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi
Để làm sáng tỏ thêm về sự thay đổi giá trị của các chỉ số trong bộ ba bất khả thi theo thời gian Nhóm tác giả ACI (2008, 2012) [TLTK 1, 4] đã tiến hành kiểm tra mối quan hệ giữa các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật với sự thay đổi trong cấu trúc bộ ba bất khả thi Các sự kiện chính được xem xét như sự sụp đổ của hệ thống Bretton Woods năm 1973, khủng hoảng nợ ở Mexico năm 1982 (mở đầu cho một loạt các khủng hoảng nợ tại các nước đang phát triển), và khủng hoảng châu Á 1997-1998 (khơi ngòi khủng hoảng tại các nền kinh tế đang đạt thành quả cao ở châu Á (HPAEs)), làn sóng toàn cầu hóa năm 1990 và sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO năm 2001 Nhóm tác giả xem các năm 1973, 1982, 1990, 1997-1998, và năm
2001 trùng với thời gian diễn ra sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi và tiến hành kiểm định sự bằng nhau giữa giá trị trung bình của các nhóm mẫu con (subsample groups) là các thời kì có chứa năm diễn ra sự phá vỡ đó
Kết quả kiểm định thể hiện ở phụ lục 4 đã cho thấy rằng, tất cả các năm ứng với các sự kiện trên đều gây ra sự thay đổi trong mẫu hình bộ ba bất khả thi, dù vậy sự thay đổi này không giống nhau đối với từng nhóm nước Chẳng hạn, sau sự đổ vỡ của hệ thống Bretton woods, chỉ số ổn định tỷ giá (ERS) của các nước công nghiệp hóa sụt giảm đáng kể, mức độ hội nhập tài chính thì gia tăng, trong khi với các nước đang phát triển không phải thị trường mới nổi lại có sự sụt giảm trong chỉ số độc lập tiền tệ (MI) và tăng trong chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN), các nước thị trường mới nổi lại có xu hướng hội nhập tài chính và tỷ giá linh hoạt nhiều hơn
Vì thế nhóm tác giả ACI đã tiến hành so sánh giá trị thống kê t giữa các năm gây ra thay đổi cấu trúc và đưa ra kết luận: Đối với các nước IDC, sự kiện năm 1997-1998 gây ra sự thay đổi lớn trong chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá và năm 1990 chứng kiến một sự thay đổi trong mức độ hội nhập tài chính Tất cả diễn biến này đã cho thấy sự di chuyển vốn của các quốc gia châu Âu nhằm hướng đến một liên minh tiền tệ và kinh tế thống nhất Đối với các nước đang phát triển không phải thị trường mới nổi Non-EMG, năm 1973 có sự biến chuyển nhiều nhất về độc lập tiền tệ và năm 1990 là sự thay đổi của hội nhập tài chính Cũng như sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO (2001) đã làm cho chỉ số ổn định tỷ giá ở các nước này thay đổi đáng kể Cuối cùng năm 1982 chứng kiến một sự thay đổi lớn trong chỉ số ổn định tỷ giá ở các nước thị truờng mới nổi EMG, do hậu quả từ cuộc khủng hoảng nợ Mexico đã khiến cho các nước này rơi vào khủng hoảng và không thể tiếp tục theo đuổi chính sách tỷ giá cố định Đến năm 1997-1998, các nước EMG bắt đầu có sự tăng tốc trong hội nhập tài chính, trong khi mức độ độc lập tiền tệ lại giảm nhiều vào năm 2001 Tuy nhiên nếu so sánh với các nước IDC thì chỉ số MI ở các nước EMG vẫn cao hơn rất nhiều Điều này phản ánh một thực tế, khi các nước EMG tăng cường tự do hóa tài khoản vốn
14 thì bắt buộc hoặc phải hi sinh độc lập tiền tệ như các nước IDC hoặc phải thả nổi tỷ giá.
Tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi
Các phân tích trên đây tuy đã đưa ra rất nhiều thông tin về sự thay đổi trong phương hướng chính sách vĩ mô trên thế giới, nhưng vẫn chưa thể hiện được việc ba mục tiêu chính sách vĩ mô bắt buộc phải tuân theo quy luật của bộ ba bất khả thi Điều đó có nghĩa là quốc gia phải đối mặt với một sự đánh đổi thực sự quan trọng hay phải đối mặt với sự thiếu hụt công cụ quản lý vĩ mô thể hiện qua sự sụt giảm trong một biến gắn liền với bộ ba bất khả thi Chẳng hạn hội nhập tài chính cao hơn, đổi lại ổn định tỷ giá thấp hơn, hoặc độc lập tiền tệ ít hơn, hoặc kết hợp giảm cả hai
Do đó, nhóm tác giả ACI (2008) [TLTK 1] đã thực hiện một kiểm định đầy đủ về sự đánh đổi bằng cách hồi quy mối tương quan tuyến tính giữa ba biến chính sách và giả định rằng tổng tỷ trọng của ba biến là một hằng số Nếu mức độ phù hợp của mô hình hồi quy cao, nghĩa là tồn tại một cơ chế đánh đổi về mặt tỷ trọng giữa các chỉ số Và nếu tương quan là tuyến tính, các giá trị ước lượng sẽ dao động quanh giá trị 1 Ngược lại, nếu không tồn tại quan hệ đánh đổi thì hoặc là lý thuyết bộ ba bất khả thi sai hoặc là quan hệ phi tuyến Tóm lại, nhóm tác giả đã thực hiện kiểm định sự phù hợp của mô hình sau:
J có thể là IDC, EMG hoặc LDC
MI i,t , ERS i,t , KAOPEN i,t biểu diễn giá trị các yếu tố bộ ba bất khả thi của quốc gia i vào năm t
Kết quả hồi quy được thể hiện ở phụ lục 5 và 6 cho thấy rằng hệ số xác định điều chỉnh là trên 94% và giá trị ước lượng dao động quanh giá trị 1, điều này cho thấy các chỉ số bộ ba là có tương quan tuyến tính và tồn tại một sự một sự đánh đổi về mặt tỷ trọng Nghĩa là các quốc gia sẽ phải đối mặt với một sự đánh đổi trong lựa chọn các mục tiêu chính sách hay các nhà hoạch định chính sách phải chọn lựa một
15 giá trị bình quân trong tỷ trọng của 3 nhân tố thuộc bộ ba nhằm đạt được một sự kết hợp tốt nhất của hai trong số ba mục tiêu chính sách
Ngoài ra, kết quả còn cho ta thấy rằng ở các nước công nghiệp hóa sự kết hợp chính sách ổn định tỷ giá và gia tăng hội nhập tài chính bắt đầu là xu hướng từ giữa những năm 1990 Mặt khác các nước đang phát triển, chính sách tiền tệ độc lập và ổn định tỷ giá hoàn toàn chiếm ưu thế trong suốt giai đoạn khảo sát, trong khi sự kết hợp chính sách ổn định tỷ giá và mở cửa tài chính lại ít thông dụng hơn, có lẽ do hậu quả nặng nề từ cuộc khủng hoảng tiền tệ mà các quốc gia phải gánh chịu.
Sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát
Thông qua mô hình hồi quy mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi, chúng ta chỉ có thể thấy được định hướng chính sách của các quốc gia, tuy nhiên lại không thấy được động lực dẫn đến những thay đổi trong chính sách đó
Vì thế, bằng phương pháp kinh tế lượng, nhóm tác giả ACI (2008) [TLTK 1] đã tiến hành kiểm nghiệm thực tế cho nhiều nước trên thế giới để xem sự tác động của chính sách bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối có tác động như thế nào đến biến động lạm phát và tỷ lệ lạm phát trung hạn
Mô hình ước lượng như sau:
Y it = α 0 + α 1 TLM it + α 2 TR it + α 3 (TLM it x TR it ) + X it B + Z t Г + D i Ф + it
Y it đo lường hiệu quả vĩ mô (biến động của lạm phát hoặc tỷ lệ lạm phát trung hạn) của quốc gia i tại thời gian t Cụ thể hơn, Y it đo lường biến động của lạm phát bằng độ lệch chuẩn của tỷ lệ lạm phát trong vòng 5 năm hoặc trung bình tỷ lệ lạm phát hàng tháng cũng trong vòng 5 năm
TLM it là vector của 2 trong ba nhân tố bất kì của bộ ba bất khả thi là MI, ERS, KAOPEN TR it là độ lớn của dự trữ ngoại hối (trừ đi vàng) trên GDP và tích số (TLM it x TR it ) là biến tương tác giữa bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối Nhóm tác giả đặc biệt quan tâm đến tích số này bởi vì dự trữ ngoại hối có thể thay thế hoặc bổ sung cho các lập trường chính sách khác nhau
X it là vector các biến kiểm soát kinh tế vĩ mô bao gồm: thu nhập tương đối của một quốc gia so với Mỹ, bình phương của thu nhập tương đối, độ mở cửa thương mại (=(EX + IM)/GDP), những cú sốc TOT (terms of trade: tỷ lệ thương mại), mức độ thuận chu kì tài khóa, biến động trong tăng trưởng cung tiền M2, lượng tín dụng cá nhân trên GDP để đo lường mức độ phát triển về tài chính, biến động của lạm phát và tỷ lệ lạm phát
Z t là vector của những cú sốc toàn cầu, thay đổi trong lãi suất thực của Mỹ, lỗ hỏng sản lượng toàn cầu, những cú sốc trong giá dầu
D i là tập hợp của các biến giả đặc trưng như là biến giả cho các quốc gia nhập khẩu dầu mỏ, hoặc cho các khu vực Các biến giải thích không có ý nghĩa thống kê sẽ bị loại ra khi thực hiện ước lượng
Thành phần it là các sai số cùng phân phối và độc lập
Kết quả hồi quy theo mô hình trên cho các nước đang phát triển như sau: Đối với biến động lạm phát:
+ Các nước xuất khẩu hàng hóa đang phát triển: Độc lập tiền tệ và tỷ giá hối đoái linh hoạt sẽ có tác động làm giảm biến động lạm phát
+ Các nước thị trường mới nổi: Hội nhập tài chính nhiều và ổn định về tỷ giá cao sẽ làm tăng biến động lạm phát
+ Các nước đang phát triển không phải thị trường mới nổi: Hội nhập tài chính ngày càng sâu kết hợp ổn định về tỷ giá cao sẽ làm tăng biến động lạm phát Đối với mức lạm phát trung hạn:
+ Các nước xuất khẩu hàng hóa đang phát triển: Độc lập tiền tệ làm tăng lạm phát, trong khi ổn định tỷ giá hối đoái và hội nhập tài chính làm giảm lạm phát
+ Các nước thị trường mới nổi: Ổn định tỷ giá hối đoái và hội nhập tài chính đều có tác động làm giảm lạm phát
+ Các nước đang phát triển không phải thị trường mới nổi: Độc lập tiền tệ làm tăng lạm phát, trong khi ổn định tỷ giá hối đoái làm giảm lạm phát, tuy
17 nhiên nếu ổn định tỷ giá kết hợp với lượng dự trữ trên GDP lớn hơn 53-65% sẽ làm tăng lạm phát Mức độ hội nhập tài chính càng cao thì tỷ lệ lạm phát càng thấp, tương tự, ổn định tỷ giá kết hợp với hội nhập tài chính càng sâu sẽ làm giảm lạm phát nhưng nếu kết hợp với mức dự trữ lớn hơn 67% sẽ có tác động làm tăng lạm phát
Bên cạnh nghiên cứu của nhóm ACI (2008), nhóm tác giả Orcan Cortuk và Nirvikar Singh (2011) [TLTK 11] cũng đã tiến hành xem xét tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối trên GDP đến lạm phát ở Thổ Nhĩ Kỳ giai đoạn 1998-
Inf it = α 0 + Inf it-1 +α 1 TLM it + α 2 TR it + α 3 (TLM it x TR it ) + t
Inf it : tỷ lệ lạm phát của Thổ Nhĩ Kỳ Tác giả sử dụng dữ liệu chỉ số giá tiêu dùng của Thổ Nhĩ Kỳ từ năm 1998 đến năm 2010
Inf it-1 : biến trễ của lạm phát TLM it là chỉ số của bộ ba bất khả thi cụ thể là MI, ERS, KAOPEN
TR it là độ lớn của dự trữ ngoại hối (trừ vàng) trên GDP hay (RES/GDP)
Tích số (TLM it x TR it ) là biến tương tác giữa bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối
Kết quả hồi quy theo mô hình trên được thể hiện ở phụ lục 7 cho thấy độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát, hội nhập tài chính càng sâu càng làm tăng mức lạm phát Ngoài ra kết quả còn cho thấy độc lập tiền tệ kết hợp với lượng dự trữ ngoại hối trên GDP vượt ngưỡng 0.368 có tác động làm giảm lạm phát
Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu
Mô hình kim cương
Để xem xét mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi ở Việt Nam, tác giả đã sử dụng mô hình kim cương theo phương pháp của ACI (2008) [TLTK 1] với bốn đỉnh lần lượt đo lường về mức độ độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá, hội nhập tài chính và tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP, những tiêu chuẩn này dao động từ 0 đến 1, với gốc trung tâm trong đồ thị đại diện cho mức độ độc lập tiền tệ bằng 0, tỷ giá thả nổi hoàn toàn, không có dự trữ ngoại hối và tự túc tài chính
Hình 3.1: Mô hình kim cương ở các nước thị trường mới nổi
Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H Ito (2008) The Impossible Trinity Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing
Dữ liệu về các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam được tác giả tính toán như sau:
3.1.1 Ổn định tỷ giá (ERS) Để tính toán chỉ số ổn định tỷ giá (ERS), tác giả lấy dữ liệu tỷ giá hàng tháng VND/USD từ IFS, đó là tỷ giá bình quân liên ngân hàng chính thức do NHNN công bố hàng tháng và dựa theo phương pháp đo lường của ACI (2008) [TLTK 1] như sau:
ERS 0.01 + stdev (∆log(exch _ rate))
ERS chính là độ lệch chuẩn của tỷ giá được tính theo năm dựa trên dữ liệu tỷ giá hàng tháng VND/USD Độ ổn định tỷ giá nằm giữa giá trị 1 và 0, càng tiến về 1 tỷ giá càng ổn định
3.1.2 Độc lập tiền tệ (MI)
Về chỉ số độc lập tiền tệ (MI) tác giả cũng sử dụng phương pháp đo lường của ACI (2008) [TLTK 1] cụ thể là: corr(ii, ij) - (-1)
MI được đo lường bằng hàm đảo nghịch của mức tương quan hằng năm của lãi suất hàng tháng giữa Việt Nam và Mỹ Giá trị MI tối đa, tối thiểu tương ứng là 1 và 0 Giá trị càng tiến về 1 nghĩa là chính sách tiền tệ càng độc lập
Khác với phương pháp của ACI (2008) chỉ sử dụng lãi suất thị trường (Money market rates), tác giả đã đưa thêm lãi suất chiết khấu (discount rates) và lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) vào để tính MI Do ở Việt Nam, tín phiếu kho bạc và việc quy định lãi suất chiết khấu là một trong những công cụ quan trọng để NHTW điều hành chính sách tiền tệ
Vì vậy, từ dữ liệu của IFS, tác giả đã lấy giá trị trung bình của lãi suất tiền gửi (deposit rate), lãi suất chiếu khấu (discount rate), lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) để đại diện cho lãi suất danh nghĩa của Việt Nam, tương tự tác giả lấy giá trị trung bình của lãi suất thị trường (Money market rate), lãi suất chiếu khấu
(discount rate), lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) làm đại diện cho lãi suất danh nghĩa của Mỹ Tuy nhiên do hạn chế về mặt dữ liệu của Việt Nam nên có những thời điểm thì lãi suất danh nghĩa là giá trị trung bình của lãi suất chiết khấu và lãi suất tiền gửi (năm 2010 và 2011) khi đó lãi suất của Mỹ cũng không bao gồm lãi suất tín phiếu kho bạc
3.1.3 Hội nhập tài chính (KAOPEN )
Tác giả dựa theo phương pháp đo lường của Hutchison, Sengupta và Singh
(2010) [TLTK 8] để xây dựng chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN), theo đó KAOPEN chính bằng tỷ lệ của tổng vốn đầu tư nước ngoài vào và vốn đầu tư ra nước ngoài trên GDP Tác giả đã lấy dữ liệu về vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào và vốn đầu tư trực tiếp ra nước ngoài từ Tổng cục thống kê, Bộ kế hoạch và đầu tư – Cục đầu tư nước ngoài Do thiếu dữ liệu của dòng vốn đầu tư gián tiếp vào và đầu tư gián tiếp ra nước ngoài và tỷ trọng của dòng vốn đầu tư gián tiếp vào và đầu tư gián tiếp ra nước ngoài tương đối nhỏ so với dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào và vốn đầu tư trực tiếp ra nước ngoài nên tác giả tính toán chỉ số KAOPEN dựa vào dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào và vốn đầu tư trực tiếp ra nước ngoài
Do đó chỉ số KAOPEN không thể hiện được sự ảnh hưởng của dòng vốn đầu tư gián tiếp
Dữ liệu về GDP được lấy từ Worldbank
Tất cả dữ liệu trên sau khi thu thập sẽ được đưa vào thống kê, xử lý bằng phần mềm excel 2007 và phần mềm SPSS 16.0
Phương pháp kiểm định độ gãy
Để kiểm định sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam, tác giả sử dụng dữ liệu về các chỉ số bộ ba đã được tính toán cho Việt Nam từ năm 1997-2012 và phương pháp kiểm định độ gãy của nhóm tác giả ACI (2008) Theo đó tác giả tiến hành kiểm định giá trị trung bình của các chỉ số bộ ba trước và sau một sự kiện (dữ liệu của năm xảy ra sự kiện đó được loại ra) để xác định những sự thay đổi lớn trong cấu trúc của các chỉ số Phương pháp này phản ánh những thay đổi đáng kể của giá trị trung bình các chỉ số qua các thời kỳ Trong phạm vi bài này, tác giả tiến
21 hành kiểm định sự thay đổi giá trị trung bình của các chỉ số trong bộ ba bất khả thi qua các sự kiện kinh tế nổi bật cụ thể là sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO năm
2001 và cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008
Mô hình tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi
Dựa vào dữ liệu về các chỉ số bộ ba bất khả thi đã được tính toán cho Việt Nam và mô hình 1 = aMI + bERS + cKAOPEN của ACI (2008) [TLTK 1] tác giả tiến hành kiểm định mối tương quan tuyến tính của các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam
Với MI, ERS, KAOPEN là những chỉ số bộ ba bất khả thi, a, b, c là các hệ số cần ước lượng và theo nhóm tác giả ACI thì hằng số bị bỏ đi Nếu mô hình phù hợp nghĩa là tồn tại một cơ chế đánh đổi về mặt tỷ trọng giữa các chỉ số Và nếu tổng có trọng số của các chỉ số bộ ba bất khả thi xoay quanh giá trị 1 thì có thể kết luận rằng có một mối tương quan tuyến tính giữa 3 chỉ số Kết luận này đồng nghĩa với việc rằng nếu gia tăng 1 (hoặc 2) chỉ số trong bộ ba này sẽ dẫn đến sự sụt giảm của 2 (hoặc 1) chỉ số còn lại.
Mô hình sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát của nền kinh tế
Tác giả tiến hành xem xét bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối có tác động như thế nào đến lạm phát Việt Nam theo mô hình của Orcan Cortuk và Nirvikar Singh (2011) [TLTK 11] và phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) như sau:
Inf it = α 0 + Inf it-1 +α 1 TLM it + α 2 TR it + α 3 (TLM it x TR it ) + t
Inf it : tỷ lệ lạm phát của Việt Nam chính là chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam được thu thập từ IFS
Inf it-1 : biến trễ của lạm phát TLM it : chỉ số bộ ba bất khả thi cụ thể là MI, ERS, KAOPEN Dữ liệu về các chỉ số bộ ba được tác giả tính toán theo công thức ở mục 3.1.1, 3.1.2, và 3.1.3
TR it : độ lớn của dự trữ ngoại hối (trừ vàng) trên GDP hay (RES/GDP) Dữ liệu về dự trữ ngoại hối (trừ vàng) và GDP được thu thập từ World bank
Tích số (TLM it x TR it ): biến tương tác giữa bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối
Kết quả nghiên cứu và thảo luận
Cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn 1997-2012
Để xem xét cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2012, tác giả đã tính toán và theo dõi sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi với kết quả như sau:
4.1.1 Ổn định tỷ giá (ERS)
Bảng 4.1: Chỉ số Ổn định tỷ giá (ERS) của Việt Nam
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên số liệu ở phụ lục 9
Số liệu ở bảng 4.1 cho ta thấy chỉ số ổn định tỷ giá ERS có giá trị ở mức khá cao gần giá trị 1 và dao động trong biên độ nhỏ từ năm 1999 đến năm 2006, kết quả này phù hợp với tình hình thực tế ở Việt Nam, vì từ năm 1999-2006, tỷ giá VND/USD gần như cố định, chỉ giảm giá trung bình 1% mỗi năm Tỷ giá của Việt Nam đã được cố định từ giữa năm 2004, khi NHNN công bố rằng sự giảm giá của VND sẽ bị giới hạn trong 1% ở năm 2004
Từ sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008 thì chỉ số ERS đã có xu hướng biến động mạnh hơn với mức độ ổn định tỷ giá ngày càng giảm đặc biệt là vào năm 2011 do sự can thiệp của NHNN chủ động điều chỉnh tỷ giá VND/USD vì mục tiêu tăng trưởng kinh tế, kiềm chế lạm phát cũng như để hỗ trợ xuất khẩu cải thiện cán cân thương mại vốn đã bị thâm hụt nghiêm trọng trong thời gian qua
Năm 2012, chỉ số ERS đạt giá trị 1, điều này cho thấy tỷ giá VND/USD hầu như không biến động do tình trạng nhập siêu của Việt Nam giảm mạnh hay Việt Nam đã xuất siêu 780 triệu USD, lượng kiều hối đạt 10,5 tỷ USD, lạm phát được kiềm chế ở mức thấp nên tình trạng cất giữ ngoại tệ trong dân và trong các doanh nghiệp ít hơn, khiến cho áp lực đối với tỷ giá giảm Nhìn chung, Việt Nam theo đuổi chính sách tỷ giá ngày càng linh hoạt hơn
Hình 4.1: Chỉ số Ổn định tỷ giá (ERS) của Việt Nam từ năm 1997-2012
4.1.2 Độc lập tiền tệ (MI)
Bảng 4.2: Chỉ số Độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên số liệu từ phụ lục 10 đến 15 Dựa vào bảng số liệu trên ta thấy mức độ độc lập trong chính sách tiền tệ của Việt Nam là khá cao so với Mỹ, nói cách khác việc điều hành lãi suất của Việt Nam không chịu ảnh hưởng lớn bởi điều hành lãi suất của Mỹ Trên thực tế để kiềm chế lạm phát cuối năm 2007 đầu năm 2008, NHNN đã thực hiện đồng thời các biện pháp thắt chặt tiền tệ như tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc, chủ động kiểm soát tốc độ tăng tổng phương tiện thanh toán và tăng trưởng dư nợ tín dụng, tăng các loại lãi suất điều hành của NHNN, quy định thắt chặt hơn về cho vay chứng khoán Hay NHNN đã chuyển hướng điều hành từ ưu tiên kiểm soát lạm phát trong năm 2008 sang chủ động ngăn chặn suy giảm kinh tế trong năm 2009 với chính sách tiền tệ mở rộng như điều chỉnh giảm các mức lãi suất điều hành và tỷ lệ dự trữ bắt buộc, điều hành linh hoạt nghiệp vụ thị trường mở, thực hiện cho vay tái cấp vốn, hoán đổi tiền tệ để kiểm soát lượng tiền cung ứng, bảo đảm thanh khoản cho NHTM
Chính sách tiền tệ mở rộng trên đã dẫn đến lạm phát tăng cao lên mức hai con số (11,8%) vào cuối năm 2010 Đến đầu năm 2011, chỉ số giá tiêu dùng tăng hơn nữa và liên tục tăng sau đó Để kiềm chế lạm phát, NHNN thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ như giới hạn mức tăng trưởng tín dụng của các tổ chức tín dụng ở mức dưới 20% và tăng trưởng cung tiền (M2) trong năm ở mức 15-16%
Năm 2012 NHNN tiếp tục thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt, thận trọng, linh hoạt phối hợp hài hòa giữa chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa để kiềm chế lạm phát, ổn định giá trị tiền đồng Việt Nam, tăng dần dự trữ ngoại hối, giảm tốc độ tăng trưởng tín dụng, tổng phương tiện thanh toán
Như vậy, chính sách tiền tệ của Việt Nam thời gian qua khá độc lập thể hiện ở việc NHNN đã sử dụng các công cụ của chính sách tiền tệ để thực hiện chính sách phản chu kỳ kinh tế nhằm thực hiện mục tiêu tăng trưởng kinh tế và kiềm chế lạm phát Nghĩa là nếu nền kinh tế có dấu hiệu phát triển nóng NHNN giảm cung tiền và tăng lãi suất, tăng cung tiền và giảm lãi suất khi nền kinh tế suy thoái
Hình 4.2: Chỉ số Độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam từ năm 1997-2012
4.1.3 Hội nhập tài chính (KAOPEN)
Bảng 4.3: Chỉ số Hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên số liệu ở phụ lục 16 Qua bảng số liệu ta thấy từ năm 1997 đến năm 2005 chỉ số KAOPEN của Việt Nam là rất thấp do Việt Nam kiểm soát vốn khá thận trọng trong giai đoạn này
Cuối năm 2005 đến năm 2008 chỉ số KAOPEN tăng dần và đạt mức giá trị cao nhất 0.814 vào năm 2008 do Việt Nam đã bắt đầu thực hiện chính sách mở cửa hội nhập tài chính sâu hơn cụ thể là ngày 12/12/2005 Chính phủ ban hành đồng thời Luật Đầu tư và Luật Doanh nghiệp, hai luật này ra đời đã tạo ra nhiều cơ chế thoáng hơn cho nhà đầu tư nước ngoài cũng như mở rộng thêm và đa dạng hơn các hình thức đầu tư, trong đó có hình thức sáp nhập và mua lại (M&A)…hay ngày 19/09/2005, Chính phủ ban hành Quyết định số 238/2005/QĐ-TTg về tỷ lệ tham gia của bên nước ngoài vào thị trường chứng khoán Việt Nam, theo đó các tổ chức, cá nhân nước ngoài mua, bán chứng khoán trên thị trường chứng khoán Việt Nam được nắm giữ tối đa 49% tổng số cổ phiếu niêm yết, đăng ký giao dịch (thay vì là 30%), cũng như có quy định xóa bỏ việc nhà đầu tư nước ngoài chuyển vốn vào Việt Nam sau 1
28 năm mới được rút ra Kết quả của việc làm này đã thu hút dòng vốn FDI và FII vào các năm sau đó
Tuy nhiên từ năm 2009 đến nay chỉ số KAOPEN giảm dần do chịu ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu
Hình 4.3: Chỉ số Hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam từ năm 1997-2012
4.1.4 Cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam
Hình 4.4: Cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam từ năm 1997-2012
Nguồn: Bảng 4.1, 4.2 và 4.3 Hình 4.4 cho ta thấy được khái quát về cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn 1997-2012, đó là mức độ ổn định tỷ giá ngày càng giảm, mức độ độc
29 lập tiền tệ và hội nhập tài chính ngày càng tăng, ngoại trừ năm 2012 có sự gia tăng đáng kể mức độ ổn định tỷ giá, độc lập tiền tệ và sự sụt giảm của mức độ hội nhập tài chính.
Mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi ở Việt Nam
Bảng 4.4: Dự trữ ngoại hối trừ vàng củaViệt Nam Đơn vị tính: triệu USD
Năm DTNH trừ vàng Năm DTNH trừ vàng
Nguồn: Worldbank Qua bảng số liệu ta thấy trong vòng 7 năm (từ năm 1997 đến năm 2004) dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã tăng gấp 3,6 lần, đặc biệt vào năm 1999 và năm
2003, có sự tăng đột biến mức dự trữ ngoại hối, lên tới hơn 50% so với năm 1998 và năm 2002
Từ năm 2005 đến năm 2008, dự trữ ngoại hối nước ta tăng trưởng mạnh mẽ, từ 9,050.56 triệu USD năm 2005 lên 23,890.25 triệu USD năm 2008 là mức cao
30 nhất từ trước đến nay Trong hai năm 2009 và 2010, dự trữ ngoại hối liên tục giảm
Lý do là NHNN đã sử dụng nguồn dự trữ ngoại hối này để đáp ứng nhu cầu về USD để thanh toán nhập khẩu trên thị trường do tình trạng nhập siêu và thực hiện gói kích thích tăng trưởng kinh tế trị giá 6,000 triệu USD Mức dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong thời gian qua tương đối thấp là do một phần thâm hụt cán cân vãng lai lớn vì tình trạng nhập siêu gia tăng trong khi cán cân vốn không đủ bù đắp do ảnh hưởng khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008
Năm 2011 dự trữ ngoại hối đã tăng trở lại và đạt mức 13,539.12 triệu USD
Năm 2012 do Việt Nam xuất siêu 780 triệu USD cùng với lượng kiều hối vào Việt Nam khoảng 10,500 triệu USD đã góp phần làm gia tăng đáng kể dự trữ ngoại hối Việt Nam và đạt 20,698.10 triệu USD
Hình 4.5: Dự trữ ngoại hối trừ vàng của Việt Nam từ năm 1997-2012
4.2.2 Mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi
Tác giả đã sử dụng mô hình kim cương dựa trên dữ liệu ở bảng 4.1, 4.2, 4.3 và 4.4 của các chỉ số bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối trên GDP để tiến hành tìm hiểu về mối quan hệ giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối của Việt Nam qua 3 giai đoạn: 1997-2001, 2002-2006, 2007-2012
Hình 4.6: Mô hình kim cương của Việt Nam
Mô hình kim cương ở hình 4.6 cho thấy giai đoạn 1997-2001 Việt Nam chú trọng thực hiện chính sách ổn định tỷ giá hối đoái và độc lập tiền tệ với mức dự trữ ngoại hối trên GDP đạt 0.1, giai đoạn 2002-2006 Việt Nam tiếp tục thực hiện chính sách ổn định tỷ giá ở mức cao hơn đồng thời có sự sụt giảm trong chính sách độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính đi kèm với mức dự trữ ngoại hối trên GDP là 0.16, đến giai đoạn 2007-2012 thì Việt Nam lại gia tăng mức độ hội nhập tài chính, độc lập tiền tệ đồng thời thực hiện chính sách tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn với mức dự trữ ngoại hối trên GDP là 0.23 Như vậy, xu hướng chính sách của Việt Nam là ngày càng hướng tới tỷ giá hối đoái linh hoạt, hội nhập tài chính sâu hơn và cố gắng duy trì độc lập tiền tệ ở mức cao với mức dự trữ ngoại hối ngày càng tăng.
Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam
Với dữ liệu về các chỉ số bộ ba đã được tính toán cho Việt Nam từ năm 1997-2012 ở bảng 4.1, 4.2, 4.3 và phương pháp kiểm định độ gãy của nhóm tác giả ACI (2008) tác giả đã kiểm định sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam với kết quả như sau:
Bảng 4.5: Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam
1997-2000 2002-2007 2009-2012 Ổn định tỷ giá (ERS)
P-value 0.188 0.149 Độc lập tiền tệ (MI)
P-value 0.067 0.06 Độ mở tài chính (KAOPEN)
* mức ý nghĩa 10%, ** mức ý nghĩa 5%, *** mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả ở phụ lục 17 Trong bảng 4.5: cột 3 và cột 4 trình bày kết quả kiểm định sự bằng nhau của giá trị trung bình của các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam trước và sau sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO năm 2001, cột 4 và cột 5 kiểm định trước và sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 Các dòng 3 và dòng 4 của mỗi chỉ số là giá trị thống kê và mức ý nghĩa của kiểm định Đầu tiên tác giả không tìm thấy sự thay đổi đáng kể nào trong chỉ số KAOPEN qua 2 sự kiện nói trên Chỉ số ERS có sự thay đổi về giá trị nhưng sự thay đổi này lại không có ý nghĩa thống kê Ngược lại với 2 chỉ số trên, chỉ số MI có sự
33 thay đổi mạnh mẽ qua 2 sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO (2001) và cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (2008).
Mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam33 4.5 Sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát ở Việt Nam
Tác giả sử dụng mô hình 1 = aMI + bERS + cKAOPEN để kiểm tra mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam từ năm 1997 đến 2012 và kết quả như sau:
Bảng 4.6: Mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam
Biến Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Mức ý nghĩa
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu ở bảng 4.1, 4.2 và 4.3 Kết quả trên cho thấy hệ số xác định R 2 bằng 0.9866 rất cao đã thể hiện được sự phù hợp của mô hình, nghĩa là tồn tại một cơ chế đánh đổi về mặt tỷ trọng giữa các chỉ số
Và mô hình hồi quy của các chỉ số bộ ba bất khả thi từ năm 1997 đến năm
Từ mô hình trên ta tính được tổng trọng số của 3 chỉ số bộ ba bất khả thi và từng cặp chỉ số cho từng năm, kết quả ở hình 4.7 cho thấy tổng trọng số của 3 chỉ số xoay quanh giá trị 1 Vì vậy có thể khẳng định Việt Nam có những bằng chứng thực nghiệm để chứng minh sự đánh đổi các chỉ số trong bộ ba bất khả thi như lý thuyết đã trình bày
Hình 4.7: Tương quan tuyến tính và các kết hợp chính sách bộ ba bất khả thi
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu ở bảng 4.1, 4.2, 4.3 và 4.6
4.5 Sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát ở Việt Nam
Sau khi xác định các chỉ số bộ ba bất khả thi có mối tương quan tuyến tính, tác giả bắt đầu tiến hành kiểm định tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát ở Việt Nam từ năm 1997 đến 2012
Kết quả kiểm định theo mô hình:
Inf it = α 0 + Inf it-1 +α 1 TLM it + α 2 TR it + α 3 (TLM it x TR it ) + t như sau
Bảng 4.7: Tác động của bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối lên lạm phát
RES/GDP Sai số chuẩn
* mức ý nghĩa 10%, ** mức ý nghĩa 5%, *** mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả ở phụ lục 18
Bảng 4.7 trên cho thấy kết quả hồi quy với hệ số xác định R 2 nằm trong khoảng [0.5909-0.6416] và hệ số dương của chỉ số hội nhập tài chính cho thấy chính sách hội nhập tài chính có tác động làm tăng lạm phát, nghĩa là càng hội nhập tài chính thì tỷ lệ lạm phát càng cao Điều này phù hợp hoàn toàn với nghiên cứu của ACI (2008) rằng quốc gia với chính sách hội nhập tài chính càng sâu thì có tỷ lệ lạm phát càng cao
Những chỉ số khác tuy hệ số ước lượng không có ý nghĩa thống kê, nhưng kết quả trên cũng cho ta thấy rõ được tác động của các chỉ số bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối lên lạm phát của nền kinh tế như sau:
(1): Inf t = 6.4079 + 0.1879*Inf t-1 -1.2645*MI t - 4.9774*ERS t + 21.1434*KAOPEN t +t
Mô hình (1) cho thấy biến trễ lạm phát và chính sách hội nhập tài chính có tác động làm tăng lạm phát, trong khi đó chính sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát
(2): Inf t = 6.4771 + 0.1939*Inf t-1 - 1.3492*MI t - 4.5755*ERS t + 22.0716*KAOPEN t - 3.2503*TR t +t
Mô hình (2) thì biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính có tác động làm tăng lạm phát, trong khi đó chính sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát
(3) Inf t = -4.8511 + 0.1541*Inf t-1 - 4.9109*ERS t + 22.1365*KAOPEN t + 74.3351*TR t + (14.4222 -102.527*TR t )*MI t + t
Mô hình (3) lại cho thấy biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính có tác động làm tăng lạm phát, chính sách ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát Độc lập tiền tệ nếu kết hợp với lượng dự trữ ngoại hối trên GDP vượt ngưỡng 0.1407 sẽ làm giảm lạm phát
(4) Inf t = 20.3702 + 0.2571*Inf t-1 - 3.9356*MI t + 33.8522*KAOPEN t - 132.965*TR t + (-24.3844 + 173.3011*TR t )*ERS t + t Ở mô hình (4) ta thấy, biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính và biến tương tác giữa ổn định tỷ giá và dự trữ ngoại hối tác động làm tăng lạm phát, trong khi đó chính sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát
(5) Inf t = 9.2824 + 0.2242*Inf t-1 - 1.9565*MI t - 5.8209*ERS t - 13.0648*TR t + (8.7576 + 52.7541*TR t )*KAOPEN t + t
Cuối cùng, ở mô hình (5) ta thấy biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính, biến tương tác giữa hội nhập tài chính và dự trữ ngoại hối có tác động làm tăng lạm phát, trong khi đó chính sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát
Tóm lại kết quả ở bảng 4.7 cho thấy biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính, biến tương tác giữa ổn định tỷ giá và dự trữ ngoại hối, giữa hội nhập tài chính và dự trữ ngoại hối có tác động làm tăng lạm phát Còn chính sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát Ngoài ra, nếu độc lập tiền tệ kết hợp với lượng dự trữ ngoại hối trên GDP vượt ngưỡng 0.1407 sẽ làm giảm lạm phát
