(Luận án tiến sĩ) hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của nhnn việt nam

i NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH NCS NGUYỄN THỊ KIM PHỤNG CHUYÊN ĐỀ HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CAN THIỆP TRUNG HỊA CỦA NHNN VIỆT NAM Chun ngành: TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG Mã ngành: 64.34.02.01 Người hướng dẫn khoa học: TS Hoàng Thị Thanh Hằng PGS.,TS Võ Xuân Vinh TP Hồ Chí Minh, tháng năm 2018 ii DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT TỪ VIẾT TẮT ADF IFS MB NFA NDA NHTW OMO PP 2SLS WTO TÊN TIẾNG ANH Augment Dickey _ Fuller International Financial Statistic Monetary Base Net Foreign Assets Net Domestic Assets Open Market Operation Phillips Perron Two – Stage Least Square World Trade Organization TÊN TIẾNG VIỆT Kiểm định ADF Thống kê tiền tệ IMF Tiền sở Tài sản có nước ngồi rịng Tài sản có nước rịng Ngân hàng Trung Ương Nghiệp vụ thị trường mở Kiểm định PP Bình phương tối thiểu hai giai đoạn Tổ chức thương mại giới iii DANH MỤC CÁC BẢNG Số Bảng Bảng 2.1 Bảng 2.2 Bảng 3.1 Bảng 3.2 Bảng 4.1 Bảng 4.2 Bảng 4.3 Tên Bảng Thay đổi giá trị Bảng cân đối tiền tệ NHTW NHTW tích lũy ngoại hối Cơ chế can thiệp trung hòa Kỳ vọng dấu biến hệ phương trình đánh giá hiệu can thiệp trung hòa NHNN Việt Nam Biến số nguồn thu thập số liệu nghiên cứu Kết kiểm định nghiệm đơn vị Kết ước lượng hệ số can thiệp trung hòa hệ số bù đắp Kết ước lượng hệ số bù đắp với biến tương tác Trang 10 12 25 26 29 30 35 DANH MỤC CÁC HÌNH Số Hình Hình 1.1 Hình 1.2 Hình 4.1 Hình 4.2 Tên Hình Biến động cung tiền lạm phát Việt Nam từ quý I/2004 đến quý II/2017 Quy trình nghiên cứu Diễn biến Đơ la hóa dự trữ ngoại hối NHNN từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017 Kết ước lượng chiếu hệ số can thiệp trung hòa hệ số bù đắp Trang 34 36 iv MỤC LỤC CHƯƠNG TỔNG QUAN VỀ VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1.1.Lý chọn đề tài .1 1.2.Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu .3 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4.Phương pháp nghiên cứu 1.5 Đóng góp đề tài 1.6 Kết cấu đề tài CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM 2.1.Cơ sở lý thuyết hiệu can thiệp trung hòa 2.1.1 Khái niệm hoạt động can thiệp trung hòa 2.1.2.Cơ chế can thiệp trung hòa 2.1.3 Hiệu can thiệp trung hòa NHTW 12 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm hiệu can thiệp trung hòa 14 2.2.1.Hướng tiếp cận thứ 15 2.1.2 Hướng tiếp cận thứ hai .17 2.3 Khe hở nghiên cứu hiệu can thiệp trung hòa 20 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU .21 3.1 Mô hình nghiên cứu lý thuyết .21 3.2 Phương pháp ước lượng 25 3.3 Biến số liệu nghiên cứu .26 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 29 4.1.Kiểm định tính dừng liệu nghiên cứu .29 4.2 Kết ước lượng thảo luận 30 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 38 5.1 Kết luận hiệu can thiệp trung hòa NHNN Việt Nam .38 v 5.2 Hàm ý sách 39 CHƯƠNG TỔNG QUAN VỀ VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1.1.Lý chọn đề tài Tồn cầu hóa tài mở rộng dịng vốn quốc tế mang lại nhiều lợi ích cho quốc gia phân bổ hiệu nguồn lực, cải thiện việc chia rủi ro chuyển giao công nghệ cách nhanh chóng Nhưng điều làm tăng nguy khủng hoảng tài Lịch sử kinh tế giới chứng kiến khủng hoảng nghiêm trọng khủng hoảng tài Đơng Á năm 1997 hay khủng hoảng tài tồn cầu năm 2008 Các mức độ nghiêm trọng khủng hoảng phụ thuộc vào khu vực tài bên ngồi với điều kiện liên quan dẫn đến Chính phủ nước phải tăng bảo hiểm cho quốc gia họ (Denbee &ctg, 2016) Các quốc gia phát triển tích lũy số lượng đáng kể dự trữ ngoại hối để đối phó với loạt khủng hoảng tài giới Dự trữ cao giúp giảm tác động khủng hoảng tăng trưởng thị trường (Moghadam & ctg 2010) Tuy nhiên,việc tích lũy dự trữ ngoại hối Ngân hàng Trung ương (NHTW) làm cho cung tiền tăng, gây lạm phát khơng có biện pháp can thiệp trung hịa thích hợp (Heller,1979; Steiner, 2009; Aizenman & Glick ,2009;…) Can thiệp trung hòa xảy NHTW thực đồng thời giao dịch tài sản có nước ngồi tài sản có nước để vơ hiệu hóa tác động can thiệp NHTW thị trường ngoại hối đến cung tiền nước Tại Việt Nam lạm phát cung tiền nước diễn biến phức tạp theo xu hướng chung tăng lên chiều Hình 11 cho thấy mức độ biến động tương đối đồng cung tiền lạm phát Việt Nam từ năm 2004 đến năm 2017 Hình 1.1 Biến động cung tiền lạm phát Việt Nam từ quý I/2004 đến q II/2017 Nguồn: IFS (2018) tính tốn tác giả Sự tăng lên cung tiền nguyên nhân làm cho lạm phát tăng (Phạm Thị Thu Trang , 2009; Nguyen, 2015 ) Đặc biệt giai đoạn khủng hoảng tài tồn cầu từ năm 2007 đến năm 2008, cung tiền tăng mạnh, lạm phát tăng mạnh (Hình 1.1) Cung tiền tăng lên nhiều yếu tố tác động, có yếu tố tích lũy dự trữ ngoại hối NHNN Việt Nam Tiếp cận mơ hình Var, Phạm Thị Tuyết Trinh (2015) cho thấy, tích lũy dự trữ ngoại hối nguyên nhân chủ yếu diễn biến lạm phát Việt Nam từ năm 2000 đến năm 2014 Tuy nhiên, tích lũy dự trữ ngoại hối làm lạm phát bắt đầu tăng từ quý thứ đạt cân từ quý thứ mức 1,1% đơn vị Điều hàm ý việc mua vào ngoại tệ NHNN ảnh hưởng đến cung tiền lạm phát kinh tế Như vậy, mức độ can thiệp trung hòa NHNN Việt Nam cần xem xét để tránh tác động lan tỏa tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát, góp phần vào thành cơng trì ổn định sách, từ ổn định phát triển kinh tế Thực tế có số nghiên cứu hiệu can thiệp trung hòa NHTW quốc gia, chủ yếu thị trường Châu Mỹ La Tinh (Aizenman & Glick (2009); Ljubaj & ctg (2010)) quốc gia Châu Á (Glick & Hutchison (2009); Ouyong & ctg (2010); Wang (2010), He & ctg (2005), Takagi & Esaka (2001), Cavoli& Rajan (2006)) Đây quốc gia có biến động lớn dự trữ ngoại hối sau khủng hoảng hội nhập Ở Việt Nam, có nghiên cứu Phạm Thị Tuyết Trinh Nguyễn Thị Hồng Vinh (2011), Phạm Thị Hoàng Anh Bùi Duy Phú (2013), Đặng Văn Dân (2015) với kết cho thấy hoạt động can thiệp trung hòa NHNN Việt Nam chưa đạt hiệu thời gian qua Tuy nhiên, nghiên cứu trên, chưa có đánh giá hiệu can thiệp trung hòa NHTW có xét đến yếu tố đặc trưng kinh tế, kinh tế có la hóa.Vì vậy, viết tập trung đánh giá hiệu can thiệp trung hòa Việt Nam điều kiện có xem xét đến mức độ la hóa kinh tế Ngoài ra, đề tài xem xét khủng hoảng tài tồn cầu giai đoạn 2007 – 2008 có ảnh hưởng hay khơng đến hiệu hoạt động can thiệp trung hòa NHNN 1.2.Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu - Mục tiêu chung : Đánh giá hiệu hoạt động can thiệp trung hòa NHNN Việt Nam - Mục tiêu cụ thể: i) Đánh giá hiệu hoạt động can thiệp trung hòa NHNN Việt Nam theo hướng kinh tế có la hóa ii) Đánh giá ảnh hưởng khủng hoảng tài tồn cầu đến hiệu can thiệp trung hịa NHNN Việt Nam - Câu hỏi nghiên cứu : i) Hoạt động can thiệp trung hòa Việt Nam có hiệu hay khơng xét điều kiện kinh tế có la hóa ? ii) Khủng hoảng tài tồn cầu có làm thay đổi hiệu can thiệp trung hịa hay khơng? 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu - Đối tượng nghiên cứu : Hiệu can thiệp trung hòa NHNN Việt Nam - Phạm vi nghiên cứu : Đề tài nghiên cứu Việt Nam giai đoạn từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017 1.4.Phương pháp nghiên cứu Để đạt mục tiêu nghiên cứu đề tài, tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để tính hệ số can thiệp trung hịa hệ số bù đắp Các hệ số xác định sở hệ phương trình đồng thời xây dựng từ hàm tổn thất NHTW, có xem xét đến yếu tố la hóa kinh tế Để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu thứ nhất, tác giả sử dụng ước lượng Bình phương tối thiểu hai giai đoạn (Two – stage Least Square – 2SLS) để tính hệ số can thiệp trung hịa hệ số bù đắp từ hệ phương trình đồng thời Để trả lời cho câu hỏi thứ hai, tác giả sử dụng biến tương tác mơ hình để xem xét xem khủng hoảng có hay khơng làm thay đổi mức độ can thiệp trung hòa NHNN Việt Nam Các bước nghiên cứu tiến hành sau: Bước 1: Xác định vấn đề nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu Bước : Tổng quan sở lý thuyết từ việc khảo lược nghiên cứu trước hiệu can thiệp trung hòa Việt Nam giới đề xuất mơ hình nghiên cứu lý thuyết Bước 3: Thu thập liệu nghiên cứu Bước 4: Xây dựng phương pháp xử lý mơ hình nghiên cứu thực nghiệm Bước 5: Trình bày thảo luận kết nghiên cứu Bước 6: Đưa kết luận hàm ý sách Quy trình nghiên cứu tóm tắt theo hình 1.2 đây: Bước Xác định vấn đề nghiên cứu Bước Tổng quan sở lý thuyết đề xuất mơ hình nghiên cứu lý thuyết Hệ phương trình đồng thời Bước Thu thập liệu nghiên cứu Ước lượng 2SLS Bước Xây dựng phương pháp xử lý mơ hình thực nghiệm Bước Trình bày thảo luận kết nghiên cứu Bước Kết luận hàm ý sách Ghi : Tiếp tục thực Thực lại Hình 1.2 Quy trình nghiên cứu 43 24 Nguyen, P T., Le, H D., & Hoang, H T (2018) The Efficient Sterilization of Central Bank: Suitable Estimation Method In International Econometric Conference of Vietnam (639-647) Springer, Cham 25 Ouyang, A Y., Rajan, R S., & Willett, T D (2010) China as a reserve sink: The evidence from offset and sterilization coefficients Journal of International Money and Finance, 29(5), 951-972 26 Reinhart, C M., Rogoff, K S., & Savastano, M A (2003) Addicted to dollars (No w10015) National bureau of economic research 27 Sloman, J (2006) Economics, 6th Pearson Education Limited, 674 28 Steiner, A (2009) Does the Accumulation of International Reserves Spur Inflation? A Panel Data Analysis Osnabrueck: University of Osnabrueck 29 Takagi, S., & Esaka, T (2001) Sterilization and the capital inflow problem in East Asia, 1987-97 In Regional and Global Capital Flows: Macroeconomic Causes and Consequences, NBER-EASE Volume 10 (pp 197-226) University of Chicago Press 30 Wang, Y (2010) Effectiveness of capital controls and sterilizations in China China & World Economy, 18(3), 106-124 31 Yeyati, E L (2006) Financial dollarization: evaluating the consequences economic Policy, 21(45), 62-118 44 PHỤ LỤC XÂY DỰNG MƠ HÌNH ƯỚC LƯỢNG HIỆU QUẢ CAN THIỆP TRUNG HỊA Xây dựng mơ hình ước lượng đo lường hiệu can thiệp trung hịa chưa có biến khủng hoảng Luật NHNN Việt Nam 2010 quy định “Chính sách tiền tệ quốc gia định tiền tệ tầm quốc gia quan nhà nước có thẩm quyền, bao gồm định mục tiêu ổn định giá trị đồng tiền biểu tiêu lạm phát, định sử dụng công cụ biện pháp để thực mục tiêu đề ra” Trên sở đó, đối tượng kiểm sốt mục tiêu CSTT NHNN lạm phát NHNN điều hành lãi suất tỷ giá phù hợp với diễn biến kinh tế vĩ mô, tiền tệ, đặc biệt diễn biến lạm phát Như vậy, NHNN chủ yếu quan tâm đến lạm phát mục tiêu, tỷ giá, NHNN chủ yếu quan tâm đến biến động tỷ giá hối đối khơng quản lý theo tỷ giá mục tiêu Do đó, tương tự Ouyang & Rajan (2011), tỷ giá mục tiêu khơng có hàm tổn thất nghiên cứu Brissimis & ctg (2002) Hàm tổn thất NHNN Việt Nam có dạng : (A1) Các biến hàm tổn thất xác định đây: (1) Lạm phát Lạm phát phụ thuộc vào thay đổi cung tiền tại, lạm phát kỳ trước, thay đổi tỷ giá thay đổi mức độ la hóa kỳ trước (A2) (2) Độ lệch sản lượng Độ lệch sản lượng phụ thuộc vào thay đổi cung tiền độ lệch sản lượng kỳ trước Khoản điều Luật NHNN 2010 45 (A3) (3) Cán cân toán (A4) ( Bỏ qua lỗi sai sót thống kê) Trong đó, CA cán cân vãng lai Kt cán cân vốn Cán cân vãng lai phụ thuộc vào cán cân vãng lai kỳ trước, độ lệch sản lượng có độ trễ tỷ giá danh nghĩa (A5) ( Trong et tỷ giá VND/USD) Cán cân vốn giả định phụ thuộc vào khác biệt lãi suất khơng bảo hiểm (uncovered interest differentials) (A6) Trong Etet+1 kỳ vọng tỷ giá USD/VND thời điểm t+1; r t lãi suất nước, r*t lãi suất nước ngoài; c đại diện cho mức độ chu chuyển vốn quốc tế Lãi suất phụ thuộc vào thay đổi cung tiền (A7) Thay (A3), (A4), (A5), (A6), (A7) vào (A2), ta có: (A8) (4) Biến động lãi suất Biến động lãi suất ( phụ thuộc vào độ biến động lãi suất khứ độ can thiệp NHNN thị trường tiền tệ NHNN bơm tiền vào thị trường (NDAt > 0) 46 để ngăn ngừa lãi suất tăng thị trường tiền tệ thâm hụt Và ngược lại, thị trường tiền tệ thặng dư, NHNN rút tiền từ thị trường (NDAt < 0) để ngăn ngừa việc giảm lãi suất Vì vậy, biến động lãi suất xác định sau: (A9) Trong đó, d1 biến giả, d1 = thị trường tiền tệ thâm hụt , d =2 thị trường tiền tệ thặng dư (5) Biến động tỷ giá Tương tự biến động lãi suất, biến động tỷ giá ( phụ thuộc vào biến động tỷ giá khứ, độ can thiệp NHNN thị trường ngoại hối Khi thị trường ngoại hối thâm hụt, NHNN can thiệp bán thị trường để tránh tăng tỷ giá ( ngược lại, thị trường ngoại tệ thặng dư, để tránh giảm tỷ giá, NHNN can thiệp mua thị trường ( Vì vậy, biến động tỷ giá thể sau: (A10) Trong đó, d2 biến giả, d2 = thị trường ngoại hối thâm hụt (( thị trường ngoại hối thặng dư ( ), d2 =0 Mối liên hệ biến động lãi suất NDAt xác định phương trình can thiệp thị trường tiền tệ nước mối liên hệ biến động tỷ giá NFAt xác định phương trình can thiệp thị trườn ngoại hối Giả sử NHNN tối thiểu hóa hàm tổn thất phương trình (A1) với cơng cụ sách có sẳn ( ) tùy thuộc vào ràng buộc kinh tế đưa phương trình (A3), (A8), (A9), (A10), điều kiện để NHNN tối thiểu hóa hàm tổn thất : 47 (A11a) (A11b) Thay biến phương trình (A3), (A8), (A9), (A10) vào phương trình (A11a), (A11b) giải hệ phương trình này, ta có kết sau: (A12a) Trong đó: 48 (A12b) Trong đó: 49 PHỤ LỤC BẢNG A2 BẢNG TÓM TẮT CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ HIỆU QUẢ CAN THIỆP TRUNG HÒA STT Tác giả Phạm vi Biến số Dữ liệu Phương Kết nghiên cứu nghiên cứu pháp xử Moreno Hàn Quốc Tỷ lý liệu VAR (1996) Đài Loan nghĩa, CPI, tài 12/1994 yếu tố quan trọng sản nước phản ứng với ngồi, tín dụng cú sốc thay đổi tài sản Takagi Các & Đông Á giá có danh 1/1981 – nước nước FA, M1, M2, Quý CPI, GDP thực I/1987- Can thiệp trung hòa OLS có nước ngồi Can thiệp trung hịa VAR hiệu việc làm Esaka ( giá trị sản Quý hạn chế mở rộng (2001) xuất cơng cung tiền tích lũy dự nghiệp), lãi suất trữ ngoại hối thị trường không làm tăng lãi suất He & Trung Quốc NDA, NFA, tín 1/1998- VAR nước NFA tăng lên đơn vị 50 ctg dụng nước, 12/2004 dẫn đến suy (2005) lãi suất giảm khoảng đơn vị NDA hầu hết phản ứng diễn vòng tháng Cavoli Một số quốc FA, DA, Tiền 1/1990- & Rajan gia Châu sở MB (2006) Á Aizenm Một số quốc NDA, an OLS 5/1997 Hệ số can thiệp trung hòa dao động từ -1.1 đến -0.7 NFA, Quý OLS & gia Châu Tiền sở MB, I/1996 Glick Á Châu GDP danh nghĩa (2009) Glick& Mỹ La Tinh Trung Quốc đến hòa dao động từ -0.99 quý IV/2007 NFA/RM, NDA/ Quý Hệ số can thiệp trung đến -0.77 OLS Hệ số can thiệp trung Hutchis RM, GDP danh III/1985 – hòa dao động từ -0.6 on nghĩa Quý năm 2000 lên đỉnh cao IV/2007 -1.5 vào quý I năm (2009) 2006, sau tăng trở lại với giá trị -0.8 quý IV năm 2016 trì giá trị Brissim Đức NDA, NFA Quý 2SLS suốt năm 2007 Hệ số can thiệp trung is,Gibso số biến kiểm II/1980- hịa -0.735 n sốt khác Hệ số bù đắp : -0.222 & Tsakalo Quý II/1992 tos (2002) Ouyang Trung Quốc NDA, NFA, số Từ tháng 2SLS NHTW Trung Quốc 51 &ctg nhân tiền tệ, lạm 6/2000 – trung hòa khoảng (2010) phát; thu nhập tháng 90% dòng vốn dự quốc gia, trữ Can thiệp trung hòa Wang Trung Quốc (2010) chi 9/2008 tiêu Chính hồn chỉnh phủ ; Tỷ giá hối Trung Quốc đoái thực NDA, NFA, Tháng OLS Hệ số bù đắp : -0.302 cung tiền M2, số 6/1999 Hệ số can thiệp trung nhân tiền tệ,lạm đến hòa : -0.962 phát,dự trữ bắt 3/2009 Hệ số can thiệp trung buộc, độ lệch sản hòa với cung tiền M2 : lượng, 0.529 tỷ giá thực, tỷ giá giao – kỳ hạn RMB USD, lãi suất tiền gửi kỳ hạn EUR, chứng số khoán, thâm hụt ngân 10 Ljubaj & Croatia ctg (2010) sách NDA, NFA, số 4/2000- 2SLS Hệ số can thiệp trung nhân tiền tệ, 2/2009 hòa -0.81 số Hệ số bù đắp -0.48 phát triển công nghiệp, lãi suất trái phiếu kho bạc, nợ cơng phủ, tỷ 11 Ouyang Đài Loan & Rajan Singapore giá danh nghĩa NDA, NFA, số Quý 2SLS Singapore Đài Loan nhân tiền tệ, tỷ I/1990- 3SLS có mức độ cao 52 (2011) giá giao Quý dòng chu chuyển vốn bình quân, thu IV/2008 thực tế Hiệu chu nhập kỳ, chuyển vốn cao không thâm hụt ngân làm giảm khả can sách phủ thiệp trung hịa chu NHTW thị trường ngoại hối hai quốc gia làm cho q trình khó khăn theo thời 12 Phạm Việt Nam NDA, thu nhập III/2000 Thị thực, tỷ giá thực đến Tuyết song Trinh & USD/VND OLS quý gian Hệ số can thiệp trung hòa -0.24 phương III/2010 Nguyễn Thị Hồng Vinh 13 14 (2011) Phạm Việt Nam Mơ hình tuyến Q OLS NHNN trung LSTR hòa phần tác Thị tính: NFA, GDP, I/2000 – Hồng CPI, Lãi suất cho Quý động can thiệp Anh vay, WTO thị trường ngoại hối tới III/2012 Bùi lượng tiền cung ứng Duy Và hoạt động can thiệp Phú trung hịa có độ trễ (2013) Đặng thường tháng Hoạt động can thiệp Việt Nam NDA, NFA, 2000 – Hồi quy Văn Tiền sở MB, 2013 trung hòa chưa hiệu Dân GDP danh nghĩa quả, hệ số can thiệp 53 (2015) trung hòa thấp PHỤ LỤC KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH Bảng A3 Kết ước lượng phương trình (3.1) Dependent Variable: DNDA Method: Two-Stage Least Squares Sample: 2004Q1 2017Q2 Included observations: 54 Instrument specification: DMM DCPI_1 GAP_1 CA_1 DR_E DDL_1         KH D1_1SDR_1 D2_1SDE_1 Constant added to instrument list Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.   C DNFA DMM DCPI_1 GAP_1 CA_1 DR_E DDL_1 KH D1_1SDR_1 0.005268 -0.695373 -0.396073 -0.034992 -0.031635 -0.040836 0.003293 -0.021270 0.006783 -0.224270 0.004534 0.149079 0.033393 0.122895 0.037282 0.065457 0.013540 0.041205 0.026732 0.088920 1.161730 -4.664453 -11.86089 -0.284734 -0.848536 -0.623864 0.243233 -0.516205 0.253755 -2.522164 0.2516 0.0000 0.0000 0.7772 0.4007 0.5359 0.8090 0.6083 0.8009 0.0154 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression F-statistic Prob(F-statistic) J-statistic 0.923536    Mean dependent var 0.907896    S.D dependent var 0.022515    Sum squared resid 30.26553    Durbin-Watson stat 0.000000    Second-Stage SSR 5.30E-44    Instrument rank -0.014198 0.074187 0.022304 2.192117 0.153618 10 54 Bảng A4 Kết kiểm định phương sai thay đổi phương trình 3.1 Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 1.512835    Prob F(9,44) 12.76111    Prob Chi-Square(9) 22.02060    Prob Chi-Square(9) 0.1735 0.1737 0.0088 Bảng A5 Kết kiểm định tự tương quan phần dư phương trình (3.1) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Obs*R-squared 0.759940    Prob Chi-Square(2) 0.6839 Bảng A6 Kết kiểm định tính dừng phần dư phương trình (3.1) Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic   Prob.* -7.869295 -3.560019 -2.917650 -2.596689  0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Bảng A7 Kết ước lượng phương trình (3.2) Dependent Variable: DNFA Method: Two-Stage Least Squares Sample (adjusted): 2004Q2 2017Q2 Included observations: 53 after adjustments 55 Instrument specification: DMM DCPI_1 GAP_1 CA_1 DR_E DDL_1         KH D1_1SDR_1 D2_1SDE_1 Constant added to instrument list Lagged dependent variable & regressors added to instrument list Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.   C DNDA DMM DCPI_1 GAP_1 CA_1 DR_E DDL_1 KH D2_1SDE_1 AR(1) 0.010871 -0.879100 -0.366311 -0.128445 -0.035164 0.104266 0.017030 -0.144915 0.052730 -0.769168 -0.304901 0.004277 0.120309 0.026486 0.144550 0.028000 0.025116 0.012232 0.079876 0.012927 0.542111 0.109135 2.541677 -7.307035 -13.83040 -0.888583 -1.255868 4.151389 1.392200 -1.814235 4.079154 -1.418838 -2.793797 0.0148 0.0000 0.0000 0.3793 0.2161 0.0002 0.1712 0.0768 0.0002 0.1633 0.0078 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Durbin-Watson stat Instrument rank Inverted AR Roots 0.932766    Mean dependent var 0.916758    S.D dependent var 0.022835    Sum squared resid 2.037698    J-statistic 20    Prob(J-statistic) 0.026715 0.079145 0.021900 17.26578 0.044713      -.30 Bảng A8 Kết kiểm định phương sai thay đổi phương trình (3.2) Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.217657    Prob F(9,43) 2.309269    Prob Chi-Square(9) 4.063669    Prob Chi-Square(9) 0.9903 0.9856 0.9072 Bảng A9 Kết kiểm định tự tương quan phương trình (3.2) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Obs*R-squared 3.527332    Prob Chi-Square(2) 0.1714 56 Bảng A10 Kết kiểm định tính dừng phần dư phương trình (3.2) Null Hypothesis: RESID02 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic   Prob.* -7.211101 -3.562669 -2.918778 -2.597285  0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Bảng A11 Kết kiểm định Wald biến KH phương trình (3.2) Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Value Df Probability  4.079154  16.63950  16.63950  42 (1, 42)  1  0.0002  0.0002  0.0000 Bảng A12 Kết ước lượng với biến tương tác phương trình (3.2) Dependent Variable: DNFA Method: Two-Stage Least Squares Sample (adjusted): 2004Q2 2017Q2 Included observations: 53 after adjustments Instrument specification: DMM DCPI_1 GAP_1 CA_1 DR_E DDL_1         KH D1_1SDR_1 D2_1SDE_1 KH*DNDA Constant added to instrument list Lagged dependent variable & regressors added to instrument list Variable C Coefficient Std Error t-Statistic Prob.   0.013693 0.004303 3.182279 0.0028 57 DNDA DMM DCPI_1 GAP_1 CA_1 DR_E DDL_1 KH D2_1SDE_1 KH*DNDA AR(1) -0.729402 -0.327410 -0.121366 -0.029032 0.055837 0.011840 -0.108940 0.030303 -1.373346 -0.350127 -0.206188 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Durbin-Watson stat Instrument rank Inverted AR Roots 0.144983 0.042044 0.143288 0.027046 0.023611 0.011876 0.064639 0.011157 0.684733 0.138216 0.091615 -5.030945 -7.787343 -0.847008 -1.073395 2.364831 0.996976 -1.685345 2.716100 -2.005664 -2.533185 -2.250587 0.935929    Mean dependent var 0.918739    S.D dependent var 0.022561    Sum squared resid 2.034222    J-statistic 22    Prob(J-statistic) 0.0000 0.0000 0.4019 0.2894 0.0229 0.3246 0.0995 0.0096 0.0515 0.0152 0.0298 0.026715 0.079145 0.020870 18.38749 0.048769      -.21 Bảng A13 Kết kiểm định tính Wald biến KH biến tương tác KH*DNDA phương trình (3.2) Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic F-statistic Chi-square Value df Probability  15.11016  30.22032 (2, 41)  2  0.0000  0.0000 ... hiệu hoạt động can thiệp trung hòa NHNN 1.2.Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu - Mục tiêu chung : Đánh giá hiệu hoạt động can thiệp trung hòa NHNN Việt Nam - Mục tiêu cụ thể: i) Đánh giá hiệu hoạt động. .. 2.1.Cơ sở lý thuyết hiệu can thiệp trung hòa 2.1.1 Khái niệm hoạt động can thiệp trung hòa 2.1.2.Cơ chế can thiệp trung hòa 2.1.3 Hiệu can thiệp trung hòa NHTW 12 2.2... hẹp, hoạt động can thiệp trung hòa NHTW nhằm làm cho tiền sở MB không thay đổi 2.1.2.Cơ chế can thiệp trung hòa 2.1.2.1 Can thiệp trung hòa theo nghĩa hẹp Cơ chế hoạt động can thiệp trung hòa