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

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi CHƢƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT ep w n lo ad y th ju LÊ PHAN ÁI NHÂN yi pl n ua al n va fu ll ĐÁNH GIÁ HIỆU LỰC CAN THIỆP VÔ HIỆU HÓA m oi TRÊN THỊ TRƢỜNG NGOẠI HỐI nh at CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM z z ht vb k jm gm om l.c LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CƠNG n a Lu n va y te re TP HỒ CHÍ MINH – Năm 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ng hi CHƢƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT ep w n lo ad LÊ PHAN ÁI NHÂN ju y th yi pl ĐÁNH GIÁ HIỆU LỰC CAN THIỆP VƠ HIỆU HĨA al n ua TRÊN THỊ TRƢỜNG NGOẠI HỐI n va CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM ll fu oi m nh at LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CƠNG z z ht vb k jm Chun ngành: Chính sách cơng n va y te re ThS ĐỖ THIÊN ANH TUẤN n GS.TS JAMES RIEDEL a Lu NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC om l.c gm Mã số: 60340402 TP Hồ Chí Minh – Năm 2015 -i- LỜI CAM ĐOAN t to ng Tôi xin cam đoan luận văn hồn tồn tơi thực Các đoạn trích dẫn số liệu sử hi dụng luận văn dẫn nguồn có độ xác cao phạm vi hiểu ep biết Luận văn không thiết phản ánh quan điểm trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh hay Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright w n lo Tp Hồ Chí Minh, ngày 29 tháng 06 năm 2015 ad ju y th Tác giả yi pl Lê Phan Ái Nhân n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re -ii- LỜI CẢM ƠN t to Lời đầu tiên, tơi xin bày tỏ lịng biết ơn sâu sắc đến thầy James Riedel thầy Đỗ Thiên ng hi Anh Tuấn nhiệt tình giúp đỡ, hướng dẫn trực tiếp cho tơi hồn thành luận văn ep Đồng thời, xin gửi lời cảm ơn đến thầy Nguyễn Xuân Thành có góp ý định hướng rõ ràng trình thực luận văn w n Tơi xin dành lời tri ân sâu sắc đến Quý thầy cô giáo anh chị công tác lo ad Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright trang bị kiến thức nhiệt tình hỗ trợ y th mặt, tạo môi trường học tập nghiêm túc chất lượng cho học viên suốt ju thời gian học nghiên cứu Chương trình yi pl Cuối cùng, tơi xin cảm ơn gia đình, bạn bè tồn thể thành viên lớp Thạc sĩ Chính al n ua sách cơng khóa 06 động viên, chia sẻ hỗ trợ hoàn thành tốt luận văn Tác giả n va Thành phố Hồ Chí Minh, ngày 29 tháng 06 năm 2015 ll fu m oi Lê Phan Ái Nhân at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re -iii- TÓM TẮT t to Trước tình hình biến động dịng vốn nước ngoài, để ổn định tỷ giá, Ngân hàng Nhà ng hi nước (NHNN) phải thực giao dịch mua bán ngoại hối Để triệt tiêu tác động ep giao dịch đến cung tiền, NHNN thường sử dụng biện pháp vơ hiệu hóa Mục tiêu nghiên cứu đánh giá hiệu lực can thiệp vơ hiệu hóa NHNN giai đoạn 2000 w n – 2014, đồng thời gợi ý sách để NHNN nâng cao hiệu lực can thiệp Phương lo pháp nghiên cứu sử dụng phương pháp định tính kết hợp định lượng ad y th Trong giai đoạn 2000 – 2014, NHNN sử dụng nhiều cơng cụ vơ hiệu hóa khác ju nghiệp vụ thị trường mở (OMO), tỷ lệ dự trữ bắt buộc, chuyển tiền gửi Chính phủ từ ngân yi pl hàng thương mại NHNN Trong đó, NHNN trọng hình thức can thiệp theo nghĩa ua al hẹp với công cụ sử dụng chủ yếu thường xuyên OMO n Dựa khung phân tích lý thuyết, đặc biệt kế thừa từ nghiên cứu Brissimis, va n Gibson Tsakalotos (2002), Ouyang, Rajan Willett (2010, 2011), luận văn tiến ll fu hành xây dựng ước lượng hệ phương trình đồng thời phương pháp Bình phương oi m tối thiểu giai đoạn (2SLS) Kết nghiên cứu cho thấy can thiệp vơ hiệu hóa đạt nh hiệu lực phần NHNN đánh giá tiến hành can thiệp chưa kịp thời, với at quy mô chưa phù hợp Nguyên nhân chủ yếu do: (i) thiếu độc lập NHNN z điều hành sách tiền tệ (CSTT); (ii) hạn chế công cụ OMO; (iii) thiếu đa dạng z ht vb linh hoạt việc sử dụng công cụ; (iv) chất lượng cơng tác phân tích dự jm báo chưa tốt; (v) mức độ tự hóa giao dịch vốn cao Tuy nhiên, theo thời gian, tính hiệu k lực can thiệp vơ hiệu hóa có cải thiện định Đó kết thay gm đổi tích cực quan điểm, định hướng điều hành CSTT NHNN; đúc kết từ l.c học kinh nghiệm giai đoạn 2007 – 2008 điều hành CSTT nói chung sách om vơ hiệu hóa nói riêng; trọng phát triển thị trường mở thông qua việc hoàn thiện an Lu hệ thống văn pháp luật, đơn giản hóa thủ tục hành chính, đầu tư đổi công nghệ, thay đổi phương thức, khối lượng lãi suất giao dịch cho phù hợp với giai đoạn Từ khóa: Vơ hiệu hóa, hiệu lực, thị trường ngoại hối ey giao dịch vốn, đặc biệt giao dịch vốn có tính chất đầu t re hóa; (iii) nâng cao chất lượng cơng tác phân tích dự báo; (iv) kiểm sốt thận trọng n nâng cao tính độc lập NHNN; (ii) linh hoạt việc sử dụng công cụ vô hiệu va Dựa kết nghiên cứu, luận văn đề xuất số gợi ý sách, bao gồm: (i) -iv- MỤC LỤC t to ng LỜI CAM ĐOAN i hi ep LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT iii w MỤC LỤC iv n lo DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT vi ad DANH MỤC BẢNG vii y th DANH MỤC HÌNH vii ju yi DANH MỤC HỘP vii pl CHƢƠNG GIỚI THIỆU al ua 1.1 Bối cảnh sách .1 n 1.2 Mục tiêu nghiên cứu va n 1.3 Câu hỏi nghiên cứu ll fu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu oi m 1.5 Phương pháp nghiên cứu nh 1.6 Cấu trúc luận văn at CHƢƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT z z 2.1 Khái niệm can thiệp vơ hiệu hóa .4 vb 2.2 Cơ chế can thiệp vơ hiệu hóa ht jm 2.3 Đánh giá hiệu lực can thiệp vơ hiệu hóa k 2.3.1 Khung phân tích lý thuyết gm l.c 2.3.2 Tổng quan nghiên cứu thực nghiệm 2.3.2.1 Các nghiên cứu giới .7 om 2.3.2.2 Các nghiên cứu Việt Nam an Lu 2.4 Kinh nghiệm sử dụng công cụ vơ hiệu hóa số NHTW giới 10 2.4.1 Nghiệp vụ thị trường mở 10 2.4.3.2 Hợp đồng hoán đổi ngoại hối (swap) 13 ey 2.4.3.1 Chuyển tiền gửi Chính phủ từ NHTM NHTW 12 t re 2.4.3 Các công cụ khác 12 n va 2.4.2 Dự trữ bắt buộc 11 -v- CHƢƠNG TỔNG QUAN VỀ CAN THIỆP VƠ HIỆU HĨA TRÊN THỊ TRƢỜNG t to NGOẠI HỐI CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM 14 ng 3.1 Diễn biến dự trữ ngoại hối Việt Nam 14 hi ep 3.2 Các cơng cụ vơ hiệu hóa NHNN Việt Nam 15 3.2.1 Nghiệp vụ thị trường mở 15 w 3.2.2 Dự trữ bắt buộc 17 n lo 3.2.3 Các công cụ khác 19 ad CHƢƠNG ĐÁNH GIÁ HIỆU LỰC CAN THIỆP VƠ HIỆU HĨA TRÊN THỊ y th TRƢỜNG NGOẠI HỐI CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM .20 ju yi 4.1 Xác định mơ hình ước lượng 20 pl 4.2 Biến số liệu 24 ua al 4.3 Phương pháp phân tích liệu 26 n 4.4 Kết nghiên cứu .27 va n 4.4.1 Kết kiểm định tính chất chuỗi liệu 27 ll fu 4.4.2 Kết ước lượng 27 oi m 4.5 Đánh giá kết 30 nh CHƢƠNG KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 36 at 5.1 Kết luận 36 z 5.2 Gợi ý sách 37 z ht vb 5.2.1 Tăng cường tính độc lập NHNN 37 jm 5.2.2 Sử dụng linh hoạt cơng cụ vơ hiệu hóa 37 k 5.2.3 Nâng cao chất lượng cơng tác phân tích dự báo 39 gm 5.2.4 Kiểm soát thận trọng giao dịch vốn 39 l.c 5.3 Hạn chế luận văn hướng phát triển 40 om TÀI LIỆU THAM KHẢO 41 an Lu PHỤ LỤC 46 n va ey t re -vi- DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT t to ng hi ep Từ tiếng Anh Từ tiếng Việt 2SLS ADF BOP BOT CNY CSTT DTBB FDI FPI GDP GSO GTCG IMF LSTR Two Stage Least Squares Augmented Dickey Fuller Balance of Payment Bank of Thailand Chinese Yuan Bình phương tối thiểu giai đoạn Từ viết tắt w n lo ad Cán cân toán Ngân hàng trung ương Thái Lan Nhân dân tệ Trung Quốc Chính sách tiền tệ Dự trữ bắt buộc Đầu tư trực tiếp nước Đầu tư gián tiếp nước Tổng sản phẩm quốc nội y th ju Foreign Direct Investment Foreign Portfolio Investment Gross Domestic Product yi pl al Tổng cục Thống kê Giấy tờ có giá Quỹ Tiền tệ Quốc tế Hồi quy chuyển tiếp trơn n ua General Statistics Office n va International Monetary Fund Logistic Smooth Transition Regression Monetary Base Money Multiplier Net Domestic Assets Net Foreign Assets ll fu oi m Tiền sở Số nhân tiền tệ Tài sản nội địa rịng Tài sản nước ngồi rịng Ngân hàng Nhà nước Ngân hàng thương mại Ngân hàng trung ương Bình phương tối thiểu thơng thường Nghiệp vụ thị trường mở Ngân hàng trung ương Trung Quốc at nh z z k l.c gm Ordinary Least Squares Open Market Operation People’s Bank of China Phillips Perron jm ht vb Tài sản có Tài sản nợ Đơ la Mỹ Tự hồi qui vectơ Việt Nam đồng Tổ chức Thương mại Thế giới om n va ey t re United States Dollar Vector autoregression Vietnam Dong World Trade Organization an Lu MB MM NDA NFA NHNN NHTM NHTW OLS OMO PBC PP TSC TSN USD VAR VND WTO -vii- DANH MỤC BẢNG t to ng Bảng 2.1 Bảng cân đối kế tốn phân tích NHTW hi ep Bảng 2.2 Tác động can thiệp vơ hiệu hóa khơng vơ hiệu hóa NHTW Bảng 4.1 Kỳ vọng dấu hệ số hồi quy mô hình ước lượng .22 w Bảng 4.2 Cách tính tốn biến nguồn liệu 24 n lo Bảng 4.3 Kết kiểm định tính dừng 27 ad Bảng 4.4 Kết ước lượng mơ hình 27 ju y th yi DANH MỤC HÌNH pl ua al Hình 2.1 Các cơng cụ vơ hiệu hóa Trung Quốc chi phí 12 n va Hình 3.1 Cán cân tốn dự trữ ngoại hối Việt Nam giai đoạn 2000 – 2014 14 n Hình 3.2 Diễn biến ∆NFA ∆MB giai đoạn 2000 – 2014 16 fu ll Hình 3.3 Khối lượng giấy tờ có giá NHNN phát hành giai đoạn 2007 - 2014 .17 m oi Hình 3.4 Tỷ lệ dự trữ chung tỷ lệ dự trữ bắt buộc 18 at nh Hình 3.5 Số nhân tiền tệ giai đoạn 2007-2008 18 z Hình 3.6 Tiền gửi Chính phủ NHTM NHNN giai đoạn 2000 - 2014 .19 z Hình 4.1 Kết ước lượng chiếu 29 k jm ht vb DANH MỤC HỘP l.c gm Hộp 4.1 Bài học kinh nghiệm từ giai đoạn 2007 - 2008 33 om an Lu n va ey t re -1- CHƢƠNG t to GIỚI THIỆU ng hi ep 1.1 Bối cảnh sách w Trong xu hướng tự hóa tài khoản vốn nhiều quốc gia giới, Việt Nam n bước nới lỏng rào cản đầu tư, đẩy mạnh mở cửa thị trường vốn tự hóa tài lo ad chính, đặc biệt kể từ thức gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) năm ju y th 2007 Trong giai đoạn 2007 – 2014, luồng vốn vào rịng trung bình hàng năm đạt khoảng tỷ USD, cao gấp lần so với giai đoạn 2000 – 2006 Xét cấu cán cân vốn, vốn yi pl đầu tư trực tiếp nước (FDI) tăng trưởng tương đối ổn định, vốn đầu tư gián tiếp nước ua al (FPI) lại biến động khó lường, ảnh hưởng mạnh đến luồng chu chuyển ngoại n tệ kinh tế Trước tình hình biến động dịng vốn với mục tiêu ổn định tỷ giá, va Ngân hàng Nhà nước (NHNN) phải can thiệp cách thay đổi dự trữ ngoại hối Tính n ll fu đến cuối năm 2014, dự trữ ngoại hối NHNN đạt mức kỷ lục với xấp xỉ 35 tỷ USD Để oi m giao dịch thị trường ngoại hối không làm ảnh hưởng đến cung tiền lạm phát nh kinh tế, NHNN tiến hành can thiệp vơ hiệu hóa, đó, biện pháp sử at dụng chủ yếu nghiệp vụ thị trường mở (OMO) Tính riêng giai đoạn 2012 - 2014, z NHNN phát hành tổng cộng 1.126 nghìn tỷ Việt Nam đồng (VND) tín phiếu nhằm z ht vb mục đích vơ hiệu hóa jm Trong q trình điều hành sách tiền tệ (CSTT), tính hiệu lực can thiệp vơ hiệu k hóa vấn đề NHNN quan tâm Căn vào Báo cáo giải trình chất vấn phiên họp gm l.c thứ 31 Ủy ban thường vụ Quốc hội số 230/BC-NHNN, NHNN khẳng định “điều hành đồng công cụ CSTT để điều tiết lượng tiền cung ứng phù hợp với mục tiêu om kiểm sốt lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mơ Theo đó, NHNN cung tiền kinh tế chủ an Lu yếu qua kênh mua ngoại tệ tăng dự trữ ngoại hối Nhà nước, rút tiền qua phát phần, gây ảnh hưởng đến lạm phát nước Tuy nhiên, phương pháp ước ey Duy Phú (2013) lại cho thấy can thiệp vô hiệu hóa NHNN đạt hiệu lực t re Nguyễn Thị Hồng Vinh (2011), Tô Trung Thành (2013), Phạm Thị Hoàng Anh Bùi n đề ra” Trong đó, nghiên cứu thực nghiệm Phạm Thị Tuyết Trinh va hành tín phiếu NHNN, đảm bảo điều tiết tiền tệ phù hợp với mục tiêu kiểm soát lạm phát ad ju y th -56- yi pl Loại tiền gửi Kỳ hạn T8 200315 T7 200416 T6 200717 T2 200818 T11 200819 T12 200820 T1 200921 n KKH 12 tháng 2% 5% 10% 11% 10% 6% 5% Từ 12 tháng trở lên 1% 2% 4% 5% 4% 2% 1% KKH 12 tháng 4% 8% 10% 11% 9% 7% 7% 1% 2% 4% 5% 3% 3% 3% 1,5% 4% 8% 8% 7% 3% 2% ht 1% 2% 4% 4% 3% 1% 1% KKH 12 tháng 4% 8% 10% 10% 8% 6% 6% 1% gm 2% 4% 4% 2% 2% 2% 1% 2% 4% 4% 3% 1% 1% 2% 4% 4% 3% 1% 1% 8% 10% 10% 8% 6% 6% 4% 4% 2% 2% 2% n ua al oi Từ 12 tháng trở lên z z KKH 12 tháng vb VND KKH 12 tháng 1% KKH 12 tháng 4% Từ 12 tháng trở lên 1% 2% an Lu Từ 12 tháng trở lên om l.c Ngoại tệ Từ 12 tháng trở lên k VND jm Từ 12 tháng trở lên Ngoại tệ NHTMCP nông thôn, ngân hàng hợp tác, Quỹ tín dụng nhân dân Trung ương at Ngoại tệ nh Ngân hàng Nông nghiệp Phát triển nơng thơn VND m ll nhánh NH nước ngồi, NH liên doanh, cơng ty tài chính, cơng ty cho th tài fu Các NHTM Nhà nước (khơng bao gồm NHNo & PTNT), NHTMCP đô thị, chi va Đối tƣợng va n y te ac th si Quyết định số 582/2003/QĐ-NHNN ngày 9/6/2003 Quyết định số 831/2003/QĐ-NHNN ngày 30/7/2003 Quyết định số 796/2004/QĐ-NHNN ngày 25/6/2004 17 Quyết định số 1141/2007/QĐ-NHNN ngày 28/5/2007 18 Quyết định số 187/2008/QĐ-NHNN ngày 16/01/2008 19 Quyết định số 2560/2008/QĐ-NHNN ngày 3/11/2008 20 Quyết định số 2951/2008/QĐ-NHNN ngày 03/12/2008 21 Quyết định số 3158/2009/QĐ-NHNN ngày 19/12/2008 16 re 15 eg cd jg hg ad ju y th -57- yi pl Loại tiền gửi Kỳ hạn T3 200922 T2 201023 T5 201124 T6 201125 T9 201126 n KKH 12 tháng 3% 4% 3% 3% 3% Từ 12 tháng trở lên 1% 2% 1% 1% 1% KKH 12 tháng 7% 7% 6% 7% 8% 3% 3% 4% 5% 6% KKH 12 tháng vb 1% 3% 1% 1% 1% Từ 12 tháng trở lên ht 1% 1% 1% 1% 1% KKH 12 tháng 6% 6% 5% 6% 7% 2% gm 2% 3% 4% 5% 1% 3% 1% 1% 1% 1% 1% 1% 1% 6% 5% 6% 7% 3% 4% 5% n ua al Đối tƣợng va oi Từ 12 tháng trở lên z z VND KKH 12 tháng 1% KKH 12 tháng 6% Từ 12 tháng trở lên 2% 2% an Lu Từ 12 tháng trở lên om l.c Ngoại tệ Từ 12 tháng trở lên k VND jm Ngoại tệ NHTMCP nông thôn, ngân hàng hợp tác, Quỹ tín dụng nhân dân Trung ương at Ngoại tệ nh Ngân hàng Nông nghiệp Phát triển nông thôn VND m ll nhánh NH nước ngồi, NH liên doanh, cơng ty tài chính, cơng ty cho th tài fu Các NHTM Nhà nước (khơng bao gồm NHNo & PTNT), NHTMCP đô thị, chi va n ac th si Quyết định số 379/2009/QĐ-NHNN ngày 24/02/2009 Quyết định số 74/2010/QĐ-NHNN ngày 18/1/2010 24 Quyết định số 750/2011/QĐ-NHNN ngày 9/4/2011 25 Quyết định số 1209/2011/QĐ-NHNN ngày 1/6/2011 26 Quyết định số 1925/2011/QĐ-NHNN ngày 26/8/2011 23 y te re 22 eg cd jg hg -58- PHỤ LỤC 5: t to Xây dựng mô h nh ƣớc lƣợng ng Giả định NHNN có hàm mục tiêu (hàm tổn thất) NHNN cần thực can hi ep thiệp thị trường ngoại hối thị trường tiền tệ nội địa nhằm mục đích tối thiểu hóa tổn thất w Duy trì ổn định tỷ giá, kiểm soát lạm phát tăng trưởng kinh tế mục tiêu sách n lo chủ yếu mà NHNN theo đuổi Điều quy định rõ Luật NHNN (1997) ad xác thực số nghiên cứu Carmen (2006), Ủy ban Kinh tế Quốc hội y th UNDP Việt Nam (2012) Ngoài ra, NHNN đặt mục tiêu ổn định lãi suất ju yi biến động lãi suất phát tín hiệu sai lệch thị trường chiều hướng pl sách tiền tệ ua al Do đó, hàm tổn thất NHNN có dạng sau: Lt = α(CPIt – CPITt)2 + β(GAPt)2 + γ(SDrt)2 + δ(SDet)2 n (1) va n Trong Lt tổn thất thời điểm t, (CPIt – CPITt)2 bình phương độ lệch mức giá ll fu chung (CPIt) so với mục tiêu (CPITt), (GAPt)2 bình phương độ lệch sản lượng, (SDrt)2 oi m (SDet)2 đại diện cho độ biến động lãi suất tỷ giá z (1a) z Lt = α(∆CPIt)2 + β(GAPt)2 + γ(SDrt)2 + δ(SDet)2 at viết lại sau: nh Do CPIt – CPITt = CPIt – CPIt-1 – (CPITt – CPIt-1) giả sử CPITt – CPIt-1 = 0, hàm tổn thất jm Lạm phát ht vb Các điều kiện ràng buộc phân tích sau: k Khác với Brissimis, Gibson Tsakalotos (2002), tương tự với Ouyang Rajan gm (2011), luận văn giả định tỷ giá có ảnh hưởng đến lạm phát thông qua tác động đến giá l.c nhập Do đó, lạm phát khơng phụ thuộc vào thay đổi cung tiền kỳ (2) an Lu ∆CPIt = φ1[(∆NFAt + ∆NDAt)MMt + MBt∆MMt] + φ2∆CPIt-1 + φ3∆et om lạm phát kỳ trước, mà phụ thuộc vào thay đổi tỷ giá kỳ Trong đó, NFAt tài sản nước ngồi rịng, NDAt tài sản nước rịng, MMt số va n nhân tiền tệ, MBt tiền sở et tỷ giá VND/USD ey t re Độ lệch sản lƣợng: Do sách tiền tệ thuận chu kỳ làm tăng độ lệch sản lượng, ta có: GAPt = π1[(∆NFAt + ∆NDAt)MMt + MBt∆MMt] + π2GAPt-1 (3) -59- Phương trình (3) cho thấy độ lệch sản lượng phụ thuộc vào độ lệch sản lượng kỳ trước t to vào thay đổi cung tiền ng Cán cân toán: hi ep ∆NFAt = ∆CAt + ∆KAt (4) Trong đó, ∆CAt cán cân tài khoản vãng lai ∆KAt cán cân tài khoản vốn w Khác với Brissimis, Gibson Tsakalotos (2002), tương tự với Ouyang Rajan n lo (2011), luận văn giả định thay đổi cán cân tài khoản vãng lai phụ thuộc vào độ ad lệch sản lượng thay đổi REER (có độ trễ): y th ∆CAt = ε1GAPt + ε2∆REERt-1 (5) ju yi Trong đó, REER tỷ giá thực đa phương pl Cán cân tài khoản vốn giả định phụ thuộc vào chênh lệch lãi suất không bảo hiểm: al ∆KAt = (1/c)∆(rt – r*t – Etet+1 + et) ua (6) n Trong đó, et tỷ giá VND/USD (dạng logarit), Etst+1 kỳ vọng tỷ giá thời điểm t+1 va n (dạng logarit); rt lãi suất nội địa; r*t lãi suất nước c mức độ thay ll fu tài sản nội địa nước Giả định c > 0, tức tài sản nội địa nước khơng oi m thể thay hồn tồn cho nh Do thay đổi cung tiền ảnh hưởng đến lãi suất, ta có: (7) at ∆rt = –ψ1[(∆NFAt + ∆NDAt) MMt + MBt ∆MMt] z Sau trình biến đổi, phương trình (2) viết lại sau: z Độ biến động lãi suất: (8) an Lu + φ3 ∆(r*t + Etet+1) om + cφ3ε2 ∆REERt-1 l.c + φ2 ∆CPIt-1 gm + cφ3ε1π2 ∆GAPt-1 k + (φ1MBt + cφ3ε1π1MBt + φ3ψ1MBt) ∆MMt jm + (φ1MMt + cφ3ε1π1MMt + φ3ψ1MMt) ∆NDAt ht vb ∆CPIt = (φ1MMt + cφ3 + cφ3ε1π1MMt + φ3ψ1MMt) ∆NFAt ey t re tệ nội địa SDrt = ζSDrt-1 – ε|∆NDAt | n khứ nghịch biến với giá trị tuyệt đối lượng can thiệp NHNN thị trường tiền va Độ biến động lãi suất có quan hệ đồng biến với độ biến động lãi suất (9) -60- Trong SDrt độ lệch biến động lãi suất Khi thị trường tiền tệ thiếu hụt, NDAt gia t to tăng NHNN bơm tiền để ngăn chặn lãi suất gia tăng Khi thị trường tiền tệ dư thừa, ng NHNN hút tiền để ngăn chặn lãi suất sụt giảm Phương trình (9) viết lại sau: hi ep SDrt = ζSDrt-1 – ε(∆NDAt – d1∆NDAt) (9a) Trong đó, d1 biến giả, d1 = thị trường tiền tệ thiếu hụt = thị trường tiền tệ w dư thừa n lo Độ biến động tỷ giá: ad Lập luận tương tự biến động lãi suất, ta có: y th SDet = δSDet-1 – κ|∆NFAt | = δSDet-1 – κ(∆NFAt – d2∆NFAt) (10) ju yi Trong SDet độ lệch biến động tỷ giá VND/USD, d2 biến giả, d2 = cung pl ngoại tệ vượt cầu ngoại tệ (NHNN gia tăng dự trữ ngoại tệ, ∆NFAt > 0) = cầu ua al ngoại tệ vượt cung ngoại tệ (NHNN giảm dự trữ ngoại tệ, ∆NFAt < 0) n Điều kiện để NHNN tối thiểu hóa tổn thất: n va ll fu oi m { (12), ta có: at nh Thay giá trị (3), (8), (9a) (10) vào phương trình (1a) giải hệ phương trình (11) z z ∆NDAt = - {[αcφ3(φ1+φ3ψ1+cφ3ε1π1)MMt+α(φ1+φ3ψ1+cφ3ε1π1)2MMt2+rπ12MMt2]/u} ∆NFAt vb k jm - {[αφ2(φ1+ φ3ψ1 + cφ3ε1π1)MMt)]/u} ∆CPIt-1 ht - {[α(φ 1+ φ3ψ1 + cφ3ε1π1)2MMtMBt + rπ12MMtMBt ]/u} ∆MMt - {[αφ3(φ1 + φ3ψ1 + cφ3ε1π1)MMt)]/u} ∆(r*t + Etet+1) - (γζε/u) (d1-1)SDrt-1 (13) an Lu Với u = α[(φ1 + φ3ψ1+ cφ3ε1π1)MMt]2 + rπ12MMt2 + γε2(d1-1)2 om l.c - {[αcφ3ε2(φ1 + φ3ψ1 + cφ3ε1π1)MMt)]/u} ∆REERt-1 gm - {[αcφ3ε1π2(φ1 + φ3ψ1+ cφ3ε1π1)MMt) + rπ1π2MMt]/u} GAPt-1 va ∆NFAt = - {[αcφ3(φ1+φ3ψ1+cφ3ε1π1)MMt+α(φ1+φ3ψ1+cφ3ε1π1)2MMt2+rπ12MMt2]/v} ∆NDAt n - {[αcφ3(φ1+φ3ψ1+cφ3ε1π1)MBt+α(φ1+φ3ψ1+cφ3ε1π1)2MMtMBt+rπ12MMtMBt]/v}∆MMt - {[αcφ3ε2(cφ3 + (φ1 + φ3ψ1 + cφ3ε1π1)MMt)]/v} ∆REERt-1 ey - {[αcφ3ε1π2(cφ3 + (φ1 + φ3ψ1 + cφ3ε1π1)MMt) + rπ1π2MMt]/v} GAPt-1 t re - {[αφ2(cφ3 + (φ1 + φ3ψ1 + cφ3ε1π1)MMt)]/v} ∆CPIt-1 -61- - {[αφ3(cφ3 + (φ1 + φ3ψ1 + cφ3ε1π1)MMt)]/v}∆(r*t + Etet+1) t to - (δκδ/v) (d2-1)SDet-1 (14) ng Với v = α[cφ3 + (φ1 + φ3ψ1 + cφ3ε1π1)MMt]2 + rπ12MMt2 + δκ2( d2-1)2 hi ep Do biến động lãi suất giúp nhận dạng phương trình (13) biến động tỷ giá giúp nhận dạng phương trình (14) nên phương trình độc lập lẫn nhau, ước lượng w phương trình dạng rút gọn cho ∆NFAt ∆NDAt n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re -62- PHỤ LỤC 6: t to A Thống kê mô tả biến ng hi ep w Độ lệch Giá trị Giá trị chuẩn nhỏ lớn 0,024916 0,073491 -0,173488 0,275634 58 0,007789 0,078741 -0,235036 0,213182 58 0,012824 0,064291 -0,137199 0,191770 58 0,018652 0,020378 -0,015470 0,085891 58 -0,000621 0,008204 -0,017266 0,018965 58 -0,004618 0,033509 -0,123074 0,135263 0,006054 0,012048 -0,012749 0,053428 -0,00122 0,005652 -0,018788 0,016309 0,004148 -0,009129 0,009585 Số quan sát Trung bình ∆NFA*t 58 ∆NDA*t ∆MMt n Biến số lo ad ∆CPIt-1 y th GAPt-1 pl 58 58 8,84E-06 n ll fu Nguồn: Tính tốn tác giả va (d2-1)SDet-1 n 58 ua (d1-1)SDrt-1 al Etet+1) yi ∆(r*t + ju ∆REERt-1 oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re -63- B Ma trận hệ số tƣơng quan biến t to ng hi ep Covariance Analysis: Ordinary Date: 07/17/15 Time: 07:15 Sample (adjusted): 2000Q3 2014Q4 Included observations: 58 after adjustments Correlation w n Probability NFA lo NDA MM CPI(-1) GAP(-1) REER (-1) R_EE D01SD_R D02SD_E (-1) (-1) ad NFA 1.000000 - y th NDA ju -0.741637 1.000000 0.0000 - yi MM pl -0.161218 -0.481369 1.000000 0.2267 0.0001 - al -0.036040 -0.055373 0.066131 1.000000 0.7883 0.6797 0.6219 - GAP(-1) -0.021819 0.170284 -0.201520 0.139138 1.000000 0.8709 0.2013 0.1293 0.2976 - n ua CPI(-1) n va ll fu REER(-1) oi m 0.106582 -0.295040 0.261275 -0.240378 -0.215463 1.000000 0.4259 0.0246 0.0476 0.0691 0.1043 -0.411432 0.374597 -0.089674 -0.005310 0.012760 -0.113689 1.000000 0.0013 0.0038 0.5032 0.9684 0.9243 0.3955 - at nh R_EE z z D01SD_R (-1) ht vb 0.520629 -0.574267 0.051270 0.113931 0.027607 0.046898 -0.296254 1.000000 0.0000 0.0000 0.7023 0.3945 0.8370 0.7267 0.0239 - k jm D02SD_E (-1) -0.540395 0.456884 0.014596 -0.221501 -0.056614 -0.095832 0.426158 -0.428560 1.000000 0.0000 0.0003 0.9134 0.0947 0.6729 0.4742 0.0009 0.0008 - om l.c gm an Lu n va ey t re -64- t to PHỤ LỤC 7: Kết ƣớc lƣợng ng hi ep Dependent Variable: NDA Method: Two-Stage Least Squares Date: 04/21/15 Time: 09:20 Sample: 2000Q3 2014Q4 Included observations: 58 Instrument list: MM CPI(-1) GAP(-1) REER(-1) R_EE (D01-1)*SD_R(-1) (D02-1)*SD_E(-1) w n Variable lo ad ju y th yi t-Statistic Prob 0.037188 -0.775073 -0.689900 -0.181107 0.361283 -0.163635 -0.214547 -2.381362 0.007657 0.131825 0.057309 0.139585 0.345271 0.091106 0.329343 0.917474 4.856793 -5.879579 -12.03831 -1.297467 1.046374 -1.796103 -0.651439 -2.595565 0.0000 0.0000 0.0000 0.2004 0.3004 0.0785 0.5177 0.0124 pl ua 0.942606 0.934571 0.020141 78.61417 0.000000 n Mean dependent var S.D dependent var Sum squared resid Durbin-Watson stat Second-Stage SSR 0.007789 0.078741 0.020283 1.877781 0.130166 n va ll fu R-squared Adjusted R-squared S.E of regression F-statistic Prob(F-statistic) Std Error al C NFA MM CPI(-1) GAP(-1) REER(-1) R_EE (D01-1)*SD_R(-1) Coefficient m oi Dependent Variable: NFA Method: Two-Stage Least Squares Date: 04/21/15 Time: 09:27 Sample (adjusted): 2000Q4 2014Q4 Included observations: 57 after adjustments Convergence achieved after iterations Instrument list: MM CPI(-1) GAP(-1) REER(-1) R_EE (D01-1)*SD_R(-1) (D02-1)*SD_E(-1) Lagged dependent variable & regressors added to instrument list at nh z z k jm ht vb 0.049382 -0.902841 -0.696716 -0.318989 0.249573 -0.115624 -0.454649 -1.562637 0.358534 0.006042 0.064610 0.061749 0.196050 0.499940 0.085015 0.293398 0.870392 0.141481 8.173715 -13.97360 -11.28309 -1.627082 0.499205 -1.360034 -1.549596 -1.795325 2.534138 0.0000 0.0000 0.0000 0.1103 0.6199 0.1802 0.1278 0.0789 0.0146 Mean dependent var S.D dependent var Sum squared resid Durbin-Watson stat Second-Stage SSR 0.025297 0.074086 0.023536 1.943659 0.083406 ey 0.923428 0.910666 0.022143 57.09518 0.000000 t re R-squared Adjusted R-squared S.E of regression F-statistic Prob(F-statistic) n C NDA MM CPI(-1) GAP(-1) REER(-1) R_EE (D02-1)*SD_E(-1) AR(1) va Prob an Lu t-Statistic om Std Error l.c Coefficient gm Variable -65- Inverted AR Roots 36 t to ng PHỤ LỤC 8: A Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi hi ep Heteroskedasticity Test: White 0.586238 27.98943 20.73617 w F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS n Prob F(35,22) Prob Chi-Square(35) Prob Chi-Square(35) 0.9229 0.7940 0.9733 lo ad ju y th Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 04/21/15 Time: 09:43 Sample: 2000Q3 2014Q4 Included observations: 58 yi pl Coefficient Std Error t-Statistic Prob n 0.000254 0.005457 0.018274 0.048346 0.196184 0.423966 0.168834 0.535030 0.849286 0.003906 0.033856 0.167899 0.396724 0.136155 0.410173 0.645882 0.020131 0.279694 1.442493 0.369473 0.781751 1.923456 0.036598 1.580214 0.997421 2.531329 7.006812 0.009345 0.133747 0.710002 0.724114 0.217195 -0.384530 -0.177859 -0.430818 1.614795 0.545973 0.892691 1.132786 -0.886254 0.569669 1.002515 0.881947 0.756844 -0.174719 0.387602 0.176795 0.179534 1.265613 1.157085 -0.684388 -1.052907 -0.915223 -0.248099 -0.061637 -0.689505 -1.334068 -0.259659 -0.420468 -0.661308 0.4766 0.8301 0.7043 0.8605 0.6708 0.1206 0.5906 0.3817 0.2695 0.3851 0.5747 0.3270 0.3873 0.4572 0.8629 0.7020 0.8613 0.8592 0.2189 0.2596 0.5009 0.3038 0.3700 0.8064 0.9514 0.4977 0.1958 0.7975 0.6782 0.5153 ua al Variable n ll fu m at nh z k om an Lu n va ey t re 0.2214 0.6411 0.2397 l.c gm -1.258562 0.472678 1.208360 jm ht vb 2.135306 0.037940 1.020528 z -2.687416 0.017933 1.233165 oi 0.000184 0.001185 -0.007027 -0.008599 -0.084520 0.684618 0.092179 0.477616 0.962060 -0.003461 0.019287 0.168321 0.349889 0.103048 -0.071665 0.250345 0.003559 0.050214 1.825639 0.427511 -0.535021 -2.025220 -0.033495 -0.392050 -0.061478 -1.745363 -9.347563 -0.002426 -0.056237 -0.469530 va C NFA NFA^2 NFA*MM NFA*CPI(-1) NFA*GAP(-1) NFA*REER(-1) NFA*R_EE NFA*((D01-1)*SD_R(-1)) MM MM^2 MM*CPI(-1) MM*GAP(-1) MM*REER(-1) MM*R_EE MM*((D01-1)*SD_R(-1)) CPI(-1) CPI(-1)^2 CPI(-1)*GAP(-1) CPI(-1)*REER(-1) CPI(-1)*R_EE CPI(-1)*((D01-1)*SD_R(-1)) GAP(-1) GAP(-1)^2 GAP(-1)*REER(-1) GAP(-1)*R_EE GAP(-1)*((D01-1)*SD_R(-1)) REER(-1) REER(-1)^2 REER(-1)*R_EE REER(-1)*((D01-1)*SD_R(1)) R_EE R_EE^2 -66- t to R_EE*((D01-1)*SD_R(-1)) (D01-1)*SD_R(-1) ((D01-1)*SD_R(-1))^2 10.84782 0.029135 3.956090 ng hi ep 0.482576 -0.340598 0.000577 7.32E-06 378.3852 0.586238 0.922939 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 6.366565 0.077604 5.055285 1.703873 0.375435 0.782565 w Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.1025 0.7109 0.4422 0.000350 0.000498 -11.80639 -10.52749 -11.30823 2.314228 n lo ad y th Heteroskedasticity Test: White ju F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS yi pl 1.370971 47.54239 33.97141 Prob F(44,12) Prob Chi-Square(44) Prob Chi-Square(44) 0.2847 0.3305 0.8623 ua al n Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 04/21/15 Time: 09:54 Sample: 2000Q4 2014Q4 Included observations: 57 Collinear test regressors dropped from specification n va ll fu Coefficient Std Error t-Statistic Prob 0.000229 0.000233 0.005209 0.009605 0.542294 0.005527 0.007315 0.755591 0.021938 0.036026 0.608942 0.5539 -0.020741 0.084098 -0.246625 0.8094 0.012569 0.017102 0.734948 0.4765 -0.021755 0.055944 -0.388878 0.7042 -0.005947 0.151524 -0.039246 0.9693 -0.000165 0.187780 0.023874 0.073995 -0.006904 2.537733 0.9946 0.0260 0.033278 0.116889 0.284696 0.7807 0.079743 0.422061 0.188936 0.8533 -1.004811 0.919910 -1.092293 0.2961 0.343418 0.196886 1.744247 0.1067 0.3452 0.5975 at 0.982602 z nh z vb 0.4645 k jm ht om l.c gm an Lu n va ey t re C GRADF_01*GRADF_0 GRADF_01*GRADF_0 GRADF_01*GRADF_0 GRADF_01*GRADF_0 GRADF_01*GRADF_0 GRADF_01*GRADF_0 GRADF_01*GRADF_0 GRADF_01*GRADF_0 GRADF_02^2 GRADF_02*GRADF_0 GRADF_02*GRADF_0 GRADF_02*GRADF_0 GRADF_02*GRADF_0 oi m Variable -67- ng hi ep w n lo ad ju y th yi 0.786402 -1.967729 0.0726 -1.420126 2.703497 -0.525292 0.6089 0.294632 -0.023808 0.187169 0.051423 1.574149 -0.462978 0.1414 0.6517 -0.058075 0.322610 -0.180014 0.8601 -0.460303 0.715350 -0.643465 0.5320 0.157783 0.245391 0.642988 0.5323 -1.233594 0.777302 -1.587021 0.1385 1.010791 2.694776 0.375093 0.7141 0.143427 -0.253046 0.221532 0.644035 0.647430 -0.392907 0.5295 0.7013 3.494358 1.018702 0.3284 -0.441799 0.545949 -0.809233 0.4341 0.450455 0.6604 0.6418 pl -1.547425 ua t to al n n va 0.792687 1.759747 ll fu 6.244871 -0.477205 0.926049 2.428892 0.834025 4.910674 1.110337 0.494615 -0.667846 2.437683 -0.273968 7.802601 7.143115 1.092325 8.147487 17.66374 0.461255 1.893044 0.032359 1.741177 0.169003 1.087221 0.191472 0.2983 0.8514 -0.868090 0.917641 -0.946002 0.3628 -4.161912 3.126383 -1.331223 0.2079 0.443593 0.468019 0.660228 1.322911 0.671878 0.353780 0.5144 0.7296 3.033068 7.276495 0.416831 0.6842 -0.725614 0.540557 1.268367 16.06864 -0.572085 0.033640 0.5778 0.9737 -1.126352 -0.823232 3.267307 0.287507 -0.344734 -2.863342 0.7363 0.0143 oi -2.980081 m 0.2886 0.6298 at 0.7888 z z 0.6529 k jm om l.c an Lu n va ey t re 0.000413 gm Mean dependent var ht 0.834077 0.2961 vb R-squared 3.559711 nh GRADF_02*GRADF_0 GRADF_02*GRADF_0 GRADF_02*GRADF_0 GRADF_03^2 GRADF_03*GRADF_0 GRADF_03*GRADF_0 GRADF_03*GRADF_0 GRADF_03*GRADF_0 GRADF_03*GRADF_0 GRADF_03*GRADF_0 GRADF_04^2 GRADF_04*GRADF_0 GRADF_04*GRADF_0 GRADF_04*GRADF_0 GRADF_04*GRADF_0 GRADF_04*GRADF_0 GRADF_05^2 GRADF_05*GRADF_0 GRADF_05*GRADF_0 GRADF_05*GRADF_0 GRADF_05*GRADF_0 GRADF_06^2 GRADF_06*GRADF_0 GRADF_06*GRADF_0 GRADF_06*GRADF_0 GRADF_07^2 GRADF_07*GRADF_0 GRADF_07*GRADF_0 GRADF_08^2 GRADF_08*GRADF_0 GRADF_09^2 -68- t to Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) ng hi 0.225693 0.000520 3.25E-06 394.5015 1.370971 0.284709 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.000591 -12.26321 -10.65028 -11.63637 2.069936 ep B Kết kiểm định tự tƣơng quan w n Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: lo 0.163867 ad Obs*R-squared Prob Chi-Square(1) 0.6856 y th ju Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Two-Stage Least Squares Date: 04/21/15 Time: 09:55 Sample: 2000Q3 2014Q4 Included observations: 58 Presample missing value lagged residuals set to zero yi pl n ua al ll fu -0.011821 0.009288 -0.046834 0.054830 -0.019901 -0.005130 -0.012380 0.010859 0.372601 0.9906 0.9926 0.9628 0.9565 0.9842 0.9959 0.9902 0.9914 0.7111 oi m vb -9.99E-18 0.018864 -4.813002 -4.493278 -4.688463 1.991877 k jm ht om l.c 0.206476 Prob Chi-Square(1) 0.6495 an Lu Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Obs*R-squared gm Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat z 0.002825 -0.159979 0.020317 0.020226 148.5771 0.017354 0.999999 n R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.007728 0.133016 0.058271 0.142353 0.348781 0.091909 0.332399 0.925871 0.149422 Prob z -9.13E-05 0.001235 -0.002729 0.007805 -0.006941 -0.000471 -0.004115 0.010054 0.055675 t-Statistic at C NFA MM CPI(-1) GAP(-1) REER(-1) R_EE (D01-1)*SD_R(-1) RESID(-1) Std Error nh Coefficient va Variable n va ey t re Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Two-Stage Least Squares Date: 04/21/15 Time: 09:57 Sample: 2000Q4 2014Q4 Included observations: 57 Presample missing value lagged residuals set to zero -69- t to ng hi ep Coefficient Std Error t-Statistic Prob C NDA MM CPI(-1) GAP(-1) REER(-1) R_EE (D02-1)*SD_E(-1) AR(1) RESID(-1) -0.000440 -0.006255 -0.000175 0.020924 0.043788 0.000876 0.024306 0.061576 -0.147125 0.164238 0.006227 0.053468 0.060081 0.202417 0.514841 0.085850 0.294577 0.832630 0.427953 0.463661 -0.070636 -0.116983 -0.002909 0.103369 0.085051 0.010208 0.082510 0.073953 -0.343787 0.354221 0.9440 0.9074 0.9977 0.9181 0.9326 0.9919 0.9346 0.9414 0.7325 0.7248 w Variable n lo ad ju y th yi pl 0.003622 -0.187173 0.022337 0.023451 141.3037 0.018986 1.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -2.62E-13 0.020501 -4.607149 -4.248719 -4.467851 1.962731 n ua al R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re -70- C Kết kiểm định phân phối chuẩn phần dƣ t to ng Series: Residuals Sample 2000Q3 2014Q4 Observations 58 hi ep w n lo ad ju y th yi pl -0.02 0.00 0.02 -9.99e-18 -0.000493 0.046161 -0.041612 0.018864 0.327421 2.993795 Jarque-Bera Probability 1.036402 0.595591 0.04 n ua -0.04 al Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis n va fu Series: Residuals Sample 2000Q4 2014Q4 Observations 57 ll m oi nh at z z ht vb jm -2.62e-13 -0.002142 0.059008 -0.035183 0.020501 0.572246 3.015254 k 3.111476 0.211034 0.00 0.02 0.04 0.06 om -0.02 l.c gm Jarque-Bera Probability -0.04 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis an Lu n va ey t re