Vấn đề đô la hóa tài chính ở việt nam

MỤC LỤC GIỚI THIỆU TỔNG QUAN Tên đề tài 2 Lý chọn đề tài Mục tiêu nghiên cứu Mơ hình nghiên cứu Phương pháp ước lượng CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT 1.1 Khung khái niệm 1.1.1 Đơ la hóa tài 1.1.2 Tỷ giá hối đoái .3 1.1.3 Lạm phát 1.1.4 Lượng cung tiền M1 1.2 Các nghiên cứu trước .5 CHƯƠNG MƠ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP ƯỚC LƯỢNG 2.1 Mơ hình nghiên cứu 2.2 Phương pháp ước lượng Chương KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 3.1 Mơ tả liệu 3.2 Kết thực nghiệm .8 3.3 Hàm ý sách 13 3.3.1 Đánh giá mức độ la hóa tài Việt Nam 13 3.3.2 Hàm ý sách 14 LỜI KẾT 15 TÀI LIỆU THAM KHẢO 16 GIỚI THIỆU TỔNG QUAN Tên đề tài Vấn đề la hóa tài Việt Nam Lý chọn đề tài Ở quốc gia phát triển, phủ sử dụng nhiều sách khuyến khích nhiều dòng đầu tư FDI, ODA,… vào nước nhằm tạo nguồn lực quan trọng giúp giải phần lớn nhu cầu vốn, xây dựng sở hạ tầng Tuy nhiên, nhiều quốc gia phát triển khơng kiểm sốt chặt chẽ việc sử dụng ngoại tệ (đặc biệt USD) dẫn đến việc la hóa Bởi lẽ lạm phát cao đồng tiền giá, người dân muốn nắm giữ tiền mạnh để dễ dàng sử dụng Một quốc gia bị đô la hóa khơng có sách tiền tệ độc lập, gặp trở ngại việc điều chỉnh tỷ lãi suất làm cho kinh tế tăng trường châm Vì vậy, nghiên cứu vấn đề la hóa tài hồn tồn cần thiết nước phát triển có nhu cầu thu hút vốn đầu tư nước mạnh mẽ Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu Quy mơ mức độ la hóa tài Việt Nam qua năm nào? Đồng thời xem xét nhân tố vĩ mô tỷ lệ lạm phát, tỷ giá hối đoái tác động đến tỷ lệ la hóa tài Qua đó, chúng tơi đưa định hướng để khắc phục vấn đề đưa số gợi ý sách để đối phó với tình trạng Mơ hình nghiên cứu Dựa vào nghiên cứu “Financial dollarization in Latin America” Robert Rennhack Masahiro Nozaki (2006) Trong mơ hình kiểm định, biến phụ thuộc thể mức độ la hóa tài (FD) đo lường tỷ lệ khoản tiền gửi ngoại tệ (FCD) tổng cung tiền kinh tế (M2) Do đó, dựa vào số liệu FCD M2 thu thập qua năm để tính tốn mức độ la hóa tài (FD) sử dụng hàm logarit Eviews để xem xét mức độ thay đổi FD FCD M2 thay đổi 1% Mơ hình nghiên cứu: log(FDt) = *log(EXt) + *log(INFt) +*log(Mt) + Ui Trong đó: log(FDt): biến phụ thuộc đại diện cho mức độ la hóa tài vào thời gian t log(EXt ): biến tỷ giá hối đoái vào thời gian t log(INFt): biến đại diện cho lạm phát phản ánh cho bất ổn kinh tế log(M1t): biến lượng cung tiền kinh tế : hệ số biến giải thích Ui: phần dư giải thích cho yếu tố tác động khác không đưa vào mơ hình Phương pháp ước lượng Sử dụng nguồn liệu theo năm thu thập từ IMF nhằm mục đích làm rõ tác động nhân tố vĩ mơ đến tỷ lệ la hóa Việt Nam Tất liệu thu thập giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2016 Từ mẫu liệu qua thu thập xử lý tiến hành hồi quy theo phương pháp OLS sử dụng phần mềm Eviews để hồi quy mô hình CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT 1.1 Khung khái niệm 1.1.1 Đơ la hóa tài Đơ la hóa tài “được hiểu theo cách thơng thường tượng xảy kinh tế, hầu hết giao dịch (mua bán hàng hóa dịch vụ) diễn đồng tiền nội tệ, khoản vốn vay tiền gửi đồng ngoại tệ chiếm tỷ trọng đáng kể” Theo tiêu chí đánh giá IMF, tỉ trọng tiền gửi ngoại tệ chiếm 30% tổng khối tiền tệ mở rộng (M2: tiền mặt lưu thông, tiền gửi không kỳ hạn, tiền gửi có kỳ hạn tiền gửi ngoại tệ) nước có mức độ la hóa cao 1.1.2 Tỷ giá hối đoái Tỷ giá hối đoái tỷ lệ đồng tiền hai quốc gia cho biết đồng tiền ngoại tệ đổi đồng nội tệ Tỷ giá USD/VND giai đoạn từ năm 1997 đến 2016 25,000.00 20,000.00 đồng 15,000.00 10,000.00 5,000.00 0.00 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 1.1.3 Lạm phát Lạm phát tăng mức giá chung hàng hóa dẫn đến giá loại tiền tệ Nguyên nhân gây lạm phát tăng trưởng lượng tiền Tỷ lệ lạm phát Việt Nam giai đoạn từ năm 1997 đến 2016 (năm gốc 2010) 144.91149.61 143.64 138.01 129.47 118.68 160.00 140.00 120.00 100.00 91.86 85.81 % 100.00 80.00 60.00 64.35 55.3459.93 51.36 47.0348.9748.1347.92 49.76 69.70 43.84 40.00 20.00 0.00 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 1.1.4 Lượng cung tiền M1 Khối tiền M1 bao gồm: tiền mặt, séc, tiền gửi không kỳ hạn vậy, ngân hàng trung ương thực sách tiền tệ tác động mạnh mẽ đến khối tiền M1 M1 Việt Nam giai đ oạn từ 1997- 2016 7000.00 6000.00 nghìn tỷ 5000.00 4000.00 3000.00 2000.00 1000.00 0.00 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 1.2 Các nghiên cứu trước Nghiên cứu “Investigating the link between Financial Dollarization and Inflation: Evidence from Jamaica” Sherene A Bailcy (2005) với nội dung điều tra vai trò la hóa tài lạm phát Jamaica Với tỷ lệ la hóa cao kinh tế nước, việc điều tra thực nghiệm bao gồm hai mục đích Thứ nhất, báo cáo sử dụng phân tích VAR để điều tra tác động la hóa tài lên yếu tố thúc đẩy lạm phát Jamaica Thứ hai, nghiên cứu này, dựa luận điểm Ize Levy-Yeyati (1998), nhằm đánh giá xem liệu việc tăng biến động tỷ giá hối đoái thực so với biến động lạm phát có phải cơng cụ sách hiệu việc hạn chế phát triển la hóa tài kinh tế nước Dựa phát Ize Levy-Yeyati (1998), biện pháp sách ngăn cản tượng la hóa tài đại diện kinh tế chuyển đổi danh mục đầu tư để bảo vệ thu nhập họ Các kết thực nghiệm xác nhận liên quan la hóa tài ảnh hưởng đến kết lạm phát Kết cho thấy tác động mạnh lên la hóa tài dẫn đến giảm sút ban đầu tiền tệ nhà đầu tư dùng ngoại tệ thay cho đồng nội tệ Ngoài ra, quan tài cố gắng để bù đắp cho sụt giảm thuế lạm phát Bằng chứng thực nghiệm cho thấy sụt giảm đáng kể la hóa tài kinh tế Jamaica có liên quan đến tỷ giá hối đối tương đối ổn định tăng Vì vậy, sách chủ yếu để giảm la hóa nên theo hướng thắt chặt quản lý thị trường ngoại hối Các kết kiểm định cho thấy gia tăng đột ngột la hóa kinh tế Jamaica có liên quan với áp lực lạm phát khoản thâm hụt ngân sách định Nghiên cứu “Finacial dollarization in Latin America” Robert Rennhack Masahiro Nozaki (2006) Các tác giả nhận định kinh tế, có nhiều nhân tố vĩ mơ tác động đến mức độ la hóa tài Tuy nhiên, họ đề xuất số nhân tố vĩ mơ tiêu biểu như: lạm phát, sách tỷ giá, thâm hụt tài khóa, tiêu chất lượng thể chế ổn định trị để đưa vào mơ hình kiểm định dựa chứng thực nghiệm nghiên cứu trước Theo Levy-Yeyati (2003), mơi trường lạm phát cao,chi phí sử dụng đồng nội tệ gia tăng mức tin tưởng, tín nhiệm vào đồng nội tệ giảm việc sử dụng đồng nội tệ giao dịch phải đối diện với nhiều rào cản Điều tạo nên mối tương quan thuận, lạm phát cao kèm với tính biến động lạm phát Điển hình lạm phát thay đổi liên tục làm giảm mức độ hấp dẫn việc đầu tư vào tài sản với tỷ suất sinh lợi không chắn trường hợp khoản tiền gửi đồng nội tệ, thay vào làm gia tăng việc đầu tư vào tài sản có tỷ suất sinh lợi chắn khoản tiền gửi đồng ngoại tệ Những kết cung cấp chứng la hóa tài (FD) phản ứng hợp lý lạm phát Đơ la hóa có xu hướng trì mức cao quốc gia có lạm phát cao khơng ổn định hay quốc gia có chất lượng thể chế yếu làm dần niềm tin người dân Hơn nữa, số kinh tế thuộc khu vực Mỹ Latinh, châu Á châu Phi, lạm phát góp phần quan trọng việc gia tăng khoản la hóa tiền gửi Tóm lại, nước có FD đáng kể nên cố gắng khuyến khích sử dụng đồng nội tệ cách trì ổn định kinh tế vĩ mơ, với lạm phát thấp ổn định; cho phép có nhiều tỷ giá linh hoạt thiên vị khấu hao; Và tăng cường thể chế để cải thiện tự tin tính bền vững sách kinh tế Đồng thời, khơi phục lòng tin vào đồng nội tệ nhiều năm sách hiệu cung cấp cách tiếp cận hợp lý đề hạn chế chi phí chuyển đổi để quay lại mức cân la hóa thấp CHƯƠNG MƠ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP ƯỚC LƯỢNG 2.1 Mơ hình nghiên cứu Dựa vào nghiên cứu “Financial dollarization in Latin America” Robert Rennhack Masahiro Nozaki (2006) Trong mơ hình kiểm định, biến phụ thuộc thể mức độ la hóa tài (FD) đo lường tỷ lệ khoản tiền gửi ngoại tệ (FCD) tổng cung tiền kinh tế (M2) Do đó, dựa vào số liệu FCD M2 thu thập qua năm để tính tốn mức độ la hóa tài (FD) sử dụng hàm logarit Eviews để xem xét mức độ thay đổi FD FCD M2 thay đổi 1% Mơ hình nghiên cứu: log(FDt) = *log(EXt) + *log(INFt) +*log(Mt) + Ui Trong đó: log(FDt): biến phụ thuộc đại diện cho mức độ la hóa tài vào thời gian t log(EXt ): biến tỷ giá hối đoái vào thời gian t log(INFt): biến đại diện cho lạm phát phản ánh cho bất ổn kinh tế log(M1t): biến lượng cung tiền kinh tế : hệ số biến giải thích Ui: phần dư giải thích cho yếu tố tác động khác khơng đưa vào mơ hình 2.2 Phương pháp ước lượng Sử dụng nguồn liệu theo năm thu thập từ IMF nhằm mục đích làm rõ tác động nhân tố vĩ mô đến tỷ lệ la hóa Việt Nam Tất liệu thu thập giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2016 Từ mẫu liệu qua thu thập xử lý tiến hành hồi quy theo phương pháp OLS sử dụng phần mềm Eviews để hồi quy mơ hình OLS phương pháp tối ưu hóa để lựa chọn đường khớp cho dải liệu ứng với cực trị tổng sai số thống kê (error) đường khớp liệu Phương pháp giả định sai số (error) phép đo đạc liệu phân phối ngẫu nhiên Định lý Gauss-Markov chứng minh kết thu từ phương pháp bình phương nhỏ khơng thiên vị sai số việc đo đạc liệu không thiết phải tuân theo, ví dụ phân bố Gauss Một phương pháp mở rộng từ phương pháp bình phương nhỏ có trọng số Chương KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 3.1 Mơ tả liệu Tất liệu cần thiết cho luận lấy IMF giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2016 Ngồi ra, mơ hình kiểm định, biến phụ thuộc thể mức độ đô la hóa tài (FD) đo lường tỷ lệ khoản tiền gửi ngoại tệ (FCD) tổng cung tiền kinh tế (M2) Do đó, dựa vào số liệu FCD M2 thu thập qua năm để tính tốn mức độ la hóa tài FD sử dụng hàm logarit Eview để xem xét mức độ thay đổi FD FCD M2 thay đổi 1% Từ liệu mẫu qua thu thập xử lý, bắt đầu tiến hành hồi quy phương trình nhằm mục đích kiểm định, làm rõ tác động biến vĩ mơ đến mức độ la hóa tài 3.2 Kết thực nghiệm Trước tiến hành hồi quy phương trình, sử dụng số liệu có để kiểm tra tính dừng biến Kết kiểm tra Phụ lục cho thấy tất biến có tính dừng Dùng phần mềm Eview hồi quy phương trình, ta bảng kết hồi quy sau: Dependent Variable: LOG(FD) Method: Least Squares Date: 08/31/17 Time: 19:35 Sample: 1997 2016 Included observations: 20 Variable Coefficient Std Error t-Statistic C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1) 3.362322 0.328938 -0.735997 -0.044563 4.533894 0.741597 0.557858 0.589645 0.230951 -3.186805 0.039915 -1.116445 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.888632 0.867751 0.126680 0.256764 15.17454 42.55608 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Prob 0.4691 0.5637 0.0057 0.2807 3.078523 0.348346 -1.117454 -0.918308 -1.078579 1.433261 Phương trình hồi quy viết lại sau: LOG(FDt) = 3.362322 + 0.328938*LOG(EXt) - 0.735997*LOG(INFt) - 0.044563* LOG(M1t) + Ui Kiểm định BG tự tương quan Để phát xem mơ hình hồi quy tuyến tính có tự tương quan hay không ta sử dụng kiểm định Breusch - Godfrey với giả thiết: H0: khơng có tự tương quan Dùng phần mềm Eviews hồi quy mơ hình trên, kết hồi quy sau: Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.058556 0.217201 Prob F(3,16) Prob Chi-Square(3) 0.9807 0.9748 0.087506 Prob Chi-Square(3) 0.9933 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 08/31/17 Time: 19:36 Sample: 1997 2016 Included observations: 20 Variable Coefficient Std Error C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1) -0.018345 0.004505 -0.000778 -0.001412 0.573279 -0.032001 0.070537 0.063870 0.029202 -0.026638 0.005047 -0.279818 R-squared 0.010860 Adjusted R-squared -0.174604 S.E of regression 0.016018 Sum squared resid 0.004105 Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 56.53382 0.058556 0.980747 t-Statistic Prob 0.9749 0.9499 0.9791 0.7832 Mean dependent var S.D dependent var 0.012838 0.014779 Akaike info criterion 5.253382 Schwarz criterion 5.054236 Hannan-Quinn criter 5.214507 Durbin-Watson stat 2.487394 Theo kết kiểm định mô hình hồi quy 1, ta có giá trị thống kê: nR2= 0.217201 với p-value= 0.9748 > 5% nên ta chấp nhận giả thiết H0, tức không tồn tự tương quan bậc Kiểm định phương sai thay đổi White Kiểm tra tượng phương sai cách sử dụng kiểm định White với giả thuyết: H0: phương sai sai số khơng đổi Chúng ta có kết hồi quy Eview sau: Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.491109 6.130356 Prob F(9,10) Prob Chi-Square(9) 0.8503 0.7268 2.469812 Prob Chi-Square(9) 0.9817 Prob Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 08/31/17 Time: 19:38 Sample: 1997 2016 Included observations: 20 Variable Coefficient Std Error t-Statistic C -9.439242 134.7380 -0.070056 0.9455 10 LOG(EX)^2 LOG(EX)*LOG(INF) LOG(EX)*LOG(M1) LOG(EX) LOG(INF)^2 LOG(INF)*LOG(M1) LOG(INF) LOG(M1)^2 LOG(M1) -0.354807 1.072543 -0.234800 3.846102 -0.442682 0.081779 -7.143058 0.006840 1.835819 R-squared 0.306518 Adjusted R-squared -0.317616 S.E of regression 0.016965 Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.002878 60.08492 0.491109 0.850252 1.949266 1.620185 0.354111 32.33789 0.525630 0.165818 12.56048 0.019822 2.789305 -0.182021 0.661988 -0.663068 0.118935 -0.842193 0.493183 -0.568693 0.345072 0.658163 0.8592 0.5229 0.5223 0.9077 0.4194 0.6325 0.5821 0.7372 0.5253 Mean dependent var S.D dependent var 0.012838 0.014779 Akaike info criterion 5.008492 Schwarz criterion 4.510626 Hannan-Quinn criter -4.911304 Durbin-Watson stat 3.164475 Theo kết kiểm định mơ hình hồi quy, có giá trị thống kê nR2 = 6.130356 với p-value =0.7268 > 5% nên chấp nhận giả thiết H0, tức mơ hình khơng xảy tượng phương sai thay đổi Kiểm định đa cộng tuyến Để phát xem mơ hình hồi quy tuyến tính có đa cơng tuyến ta sử dụng kiểm định Variance Inflation Factors: Variance Inflation Factors Date: 08/31/17 Time: 19:39 Sample: 1997 2016 Included observations: 20 Variable C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1) Coefficient Uncentered Centered Variance VIF VIF 20.55619 0.311206 0.053339 0.001593 25618.82 36724.13 1262.895 89.01732 NA 12.24613 13.01954 3.375405 Từ kết quả, thấy: 11 VIF(EX) = 12.24613 VIF(INF) = 13.01954, hai biến độc lập INF EX có ảnh hưởng lên lẫn VIF(M1) = 3.375405 cho thấy biến độc lập M1 không bị ảnh hưởng tượng đa cộng tuyến Kiểm định thiếu biến RAMSEY Reset Để kiểm định mơ hình chọn có bị thiếu sót biến hay khơng, xét mơ hình hồi quy tuyến tính sau: log(FDt ) = c + 1*log(EXt ) + 2*log(INFt ) + 3*log(M1t ) + 4*Z + Ui (3) Trong đó: Z: biến giải thích bị bỏ sót Ui: đại lượng ngẫu nhiên Tiến hành kiểm định F với mức ý nghĩa 5% giả thiết: H0: 4 = 0: khơng có biến bị bỏ sót Dùng phần mềm Eviews hồi quy mơ hình trên, ta kết hồi quy sau: Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: LOG(FD) C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1) Omitted Variables: Squares of fitted values t-statistic F-statistic Likelihood ratio Value 0.104393 0.010898 0.014525 df 15 (1, 15) Probability 0.9182 0.9182 0.9041 Sum of Sq 0.000186 0.256764 0.256577 0.256577 df 16 15 15 Mean Squares 0.000186 0.016048 0.017105 0.017105 Value 15.17454 15.18181 df 16 15 F-test summary: Test SSR Restricted SSR Unrestricted SSR Unrestricted SSR LR test summary: Restricted LogL Unrestricted LogL Unrestricted Test Equation: Dependent Variable: LOG(FD) 12 Method: Least Squares Date: 08/31/17 Time: 19:40 Sample: 1997 2016 Included observations: 20 Variable C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1) FITTED^2 Coefficient Std Error 3.865482 0.414642 -0.929155 -0.056895 -0.043678 R-squared Adjusted R-squared 0.888713 0.859037 S.E of regression 0.130787 Sum squared resid 0.256577 Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 15.18181 29.94671 0.000001 t-Statistic 6.718781 0.575325 1.002849 0.413464 1.865605 -0.498045 0.125113 -0.454749 0.418398 -0.104393 Prob 0.5736 0.6851 0.6257 0.6558 0.9182 Mean dependent var 3.078523 S.D dependent var 0.348346 Akaike info criterion 1.018181 Schwarz criterion 0.769248 Hannan-Quinn criter 0.969586 Durbin-Watson stat 1.433843 Giá trị kiểm định F = 0.01089 p-value = 0.9182 > 5%, nên ta chấp nhận giả thiết H0 nghĩa mơ hình hồi quy khơng bị bỏ sót biến 3.3 Hàm ý sách 3.3.1 Đánh giá mức độ la hóa tài Việt Nam Kể từ Việt Nam mở cửa, đổi kinh tế năm 1986, kinh tế Việt Nam bắt đầu sử dụng nhận tiền gửi la Mỹ Tình trạng la hóa diễn mạnh mẽ năm 90 kỷ XX, tỷ lệ đô la hóa năm 1997 lên tới 31.75%, khủng hoảng tài châu Á năm 1997 góp phần làm giảm giá trị đồng Việt Nam, Việt Nam chịu sức ép lớn tình trạng la hóa Trước tình trạng này, NHNN Việt Nam cố gắng kiểm soát trình la hóa kinh tế giai đoạn từ năm 1999 đến năm 2002 tỷ lệ đô la hóa tài ln mức cao 30% Bằng nỗ lực NHNN Việt Nam, tỷ lệ có xu hƣớng giảm đáng kể năm tiếp theo, đến năm 2003 25.68% năm 2004 26.16%, cuối năm 2007, số mức 17.68% Đây xu hướng tích cực, cho thấy tình trạng la hóa tài sản nợ hệ thống ngân hàng thương mại kiềm chế cách có hiệu quả, người dân có niềm tin vào đồng tiền nội địa nhiều 13 Năm 2008, kinh tế rơi vào khủng hoàng trầm trọng, lạm phát Việt Nam tăng đột biến mức cao, tâm lí người dân lại dao động trước nỗi lo sợ giá đồng nội tệ, tình trạng la hóa trầm trọng trở lại Trước thực trạng trên, cần phải nhận định rõ rằng: Đô la hóa tình trạng khó tránh khỏi nước có xuất phát điểm thấp, trình chuyển đổi kinh tế bước hội nhập Việt Nam Xóa bỏ Đơ la hóa khơng phải xóa bỏ hồn tồn phủ định tất giống lạm phát, phải trì mức độ phù hợp ổn định để thúc đẩy phát triển kinh tế Chúng ta phải chấp nhận diện Đơ la hóa sở kiềm chế, khai thác mặt lợi, hạn chế mặt tiêu cực 3.3.2 Hàm ý sách Chúng ta thấy có nhiều nhân tố vĩ mơ tác động đến mức độ la hóa tài Tuy nhiên theo phân tích thực nghiệm trên, biến động tỷ giá hối đoái, bất ổn lạm phát gia tăng cung tiền có tác động đáng kể đến thay đổi tình trạng la hố tài kinh tế Việt Nam Do đó, muốn kiểm sốt khắc phục mức độ la hố tài kinh tế cần phải có biện pháp, sách tác động trực tiếp gián tiếp nhằm trì ổn định tương đối tỷ giá hối đoái lạm phát, điều tiết tốt lượng cung tiền kinh tế Có số giải pháp đưa cho việc giảm tình trạng la hóa tài Việt Nam Hiện nay, nước ta nước theo sách tỷ giá hối đối linh hoạt, biến động tỷ giá có ảnh hưởng đến giá trị Việt Nam đồng quy đổi sang ngoại tệ Để ổn định tỷ giá có hai cách can thiệp: can thiệp trực tiếp thông qua thị trường ngoại hối can thiệp gián tiếp thông qua thị trường tiền tệ Như trình bày trên, lạm phát nhân tố định mức độ tin cậy người dân vào đồng nội tệ Do vậy, Chính phủ Ngân hàng Nhà nước cần có giải pháp để ổn định lạm phát dài hạn Ngồi biện pháp giảm thiểu la hố tài để q trình giảm la hố nước ta mang tính tồn diện 14 mang lại hiệu cao cần quy định hành luật hố việc sử dụng nắm giữ ngoại tệ người dân LỜI KẾT Những hạn chế nghiên cứu: Mặc dù đề tài nêu vấn đề cần nghiên cứu, tham khảo nhiều nghiên cứu nhiều tác giả giới, chưa khai thác hết ưu, nhược điểm Phần sở lý thuyết rõ ràng, dễ hiểu chưa đầy đủ phạm vi nghiên cứu rộng, trình bày cách tồn diện sở lý thuyết cần thiết Tiếp đó, hạn chế mơ hình nghiên cứu mơ hình sử dụng việc phân tích tác động nhân tố vĩ mơ đến mức độ la hóa tài Có nhân tố: lạm phát, tỷ giá hối đoái cung tiền Trong nhân tố có lạm phát thể rõ tác động ngược chiều lên tỷ lệ la hóa, nhân tố lại qua kiểm định giả thiết xác định khơng tác động đến tỷ lệ la hóa Tuy nhiên mơ hình, biến lạm phát tỉ giá hối đối có mối quan hệ đa cộng tuyến Điều cho thấy, tỷ giá hối đối khơng tác động trực tiếp tới tỷ lệ la hóa có tác động gián tiếp qua lạm phát Trên thực tế thấy bất ổn tỷ giá hối đoái kéo theo biến động lạm phát Cung tiền lạm phát vậy, lý thuyết thực tế cho thấy cung tiền tăng lạm phát tăng Đó mặt hạn chế mơ hình Hơn nữa, chuỗi thời gian từ 1997 đến 2016 có khủng hoảng kinh tế trầm trọng dẫn đến số liệu sử dụng chưa thực phản ánh hết mối quan hệ biến Bên cạnh hạn chế trình độ nghiên cứu nên luận chưa làm rõ biến tác động chúng Tuy nhiên, nghiên cứu giải thích chiều hướng tác động lạm phát đến mức độ la hóa tài Kết phát có phần phù hợp với mục đích nghiên cứu điều kiện thực tế Việt Nam 15 Khắc phục Để có kết thuyết phục ý nghĩa hơn, nên thu thập số liệu với chuỗi thời gian phù hợp hơn, nguồn số liệu đáng tin cậy Và sử dụng mơ hình kiểm định khác để phân tích tác động nhân tố vĩ mơ rõ ràng Hơn nữa, mở rộng mẫu thực nghiên cứu thêm biến vĩ mơ khác thâm hụt tài khóa, tiêu chất lượng thể chế ổn định trị, chênh lệch lãi suất, TÀI LIỆU THAM KHẢO Robert Rennhack Masahiro Nozaki - “Finacial dollarization in Latin America” - (2006) Sherene A Bailcy - “Investigating the link between Financial Dollarization and Inflation: Evidence from Jamaica” - (2005) Annamaria Kokenyne, Jeremy Levy Romain Veyrune - “Dedollarization” - (2010) Patrick Honohan – “Dollarization and Exchange rate fluctuations” – 2007 Thống kê tài quốc tế IMF theo năm từ 1997 - 2016 16 ... giá mức độ la hóa tài Việt Nam Kể từ Việt Nam mở cửa, đổi kinh tế năm 1986, kinh tế Việt Nam bắt đầu sử dụng nhận tiền gửi đô la Mỹ Tình trạng la hóa diễn mạnh mẽ năm 90 kỷ XX, tỷ lệ la hóa năm... nước mạnh mẽ Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu Quy mô mức độ đô la hóa tài Việt Nam qua năm nào? Đồng thời xem xét nhân tố vĩ mơ tỷ lệ lạm phát, tỷ giá hối đối tác động đến tỷ lệ đô la hóa tài Qua đó,...GIỚI THIỆU TỔNG QUAN Tên đề tài Vấn đề la hóa tài Việt Nam Lý chọn đề tài Ở quốc gia phát triển, phủ sử dụng nhiều sách khuyến khích nhiều dòng đầu