Hội nhập tài chính và chính sách tiền tệ tại Việt Nam

LÝ DO NGHIÊN CỨU Bối cảnh thực tiễn Mục tiêu chính của chính sách tiền tệ là giữ ổn định giá trị đồng tiền nhằm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và tạo việc làm. Tuy nhiên, bối cảnh hội nhập tài chính ngày càng gia tăng đang đặt ra thách thức cho điều hành chính sách tiền tệ của các quốc gia. Về mặt chính sách và trong nghiên cứu học thuật, sự độc lập của chính sách tiền tệ là một trong những vấn đề cơ bản nhất của một nền kinh tế mở (Taguchi, Nataraj & Sahoo 2011). Một lý thuyết nổi tiếng đã được biết đến là Bộ ba bất khả thi trong kinh tế vĩ mô quốc tế cho thấy, một quốc gia chỉ có thể theo đuổi hai trong ba lựa chọn là cố định tỷ giá, độc lập chính sách tiền tệ trong nước và sự di chuyển tự do của dòng vốn quốc tế hay hội nhập tài chính (Mankiv 2009). Do đó, nếu không đặt giới hạn lên dòng vốn quốc tế trong khi tỷ giá vẫn được giữ cố định sẽ cản trở khả năng thực thi chính sách tiền tệ độc lập. Ngoài ra, nhiều nghiên cứu tranh luận rằng, hội nhập tài chính toàn cầu đã làm cho điều kiện tài chính trong nước trở nên biến động hơn với những thay đổi của thị trường vốn bên ngoài. Thị trường tài chính trong nước cũng nhạy cảm hơn với những nhân tố toàn cầu làm cho lãi suất ngắn hạn và dài hạn ngày càng tách rời nhau. Trong khi lãi suất ngắn hạn được kiểm soát trực tiếp từ chính sách tiền tệ trong nước thì lãi suất dài hạn lại bị tác động bởi các nhân tố bên ngoài khi nền kinh tế mở cửa cho các nhà đầu tư quốc tế, do đó việc kiểm soát lãi suất dài hạn trở nên khó khăn hơn. Bởi vì lãi suất dài hạn tác động lên cả hoạt động tài chính và kinh tế thực nên sự không gắn kết giữa lãi suất ngắn hạn và dài hạn sẽ gây khó khăn trong quản lý ổn định tài chính và kinh tế vĩ mô. Cùng với xu hướng toàn cầu hóa tài chính đang diễn ra ngày càng mạnh mẽ, Việt Nam cũng đang từng bước mở cửa thị trường để thu hút các dòng vốn quốc tế nhằm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế trong nước. 2 45,000 40,000 35,000 USD)30,000 25,000 (triệu20,000 15,000 10,000 5,000 0 Hình 1.1 Tổng dòng vốn quốc tế của Việt Nam giai đoạn 2000 – 2019 Nguồn: IMF (2020) Dòng chảy vốn đầu tư của Việt Nam gia tăng nhanh chóng kể từ khi gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (World Trade Organization – WTO) vào năm 2007 (hình 1.1). Bên cạnh đó, tỷ giá được giữ ở mức ổn định khá cao trong thời gian vừa qua (hình 1.2). Quản lý tỷ giá theo báo cáo của Việt Nam với IMF là cơ chế thả nổi có quản lý. Tuy nhiên, theo tính toán của IMF(2019), tỷ giá (VND/USD) vẫn ổn định trong biên độ 2%, tỷ giá hối đoái tại Việt Nam theo diễn biến thực tế được IMF (2019) phân loại là quản lý ổn định (stabilized arrangement), đây là một hình thức quản lý tỷ giá theo cơ chế neo mềm (soft pegs). Cách thức điều hành tỷ giá chặt chẽ kết hợp với xu hướng gia tăng hội nhập tài chính đang đặt ra thách thức đối với độc lập chính sách tiền tệ cho Việt Nam. 3 25,000 20,000 15,000 10,000 5,000 0 Hình 1.2 Tỷ giá bình quân liên ngân hàng/ tỷ giá trung tâm (VND/USD) giai đoạn 2000 – 2019 Nguồn: IMF (2020) Bên cạnh đó, cùng với sự gia tăng của dòng vốn quốc tế (hình 1.1), lãi suất ngắn hạn và dài hạn của Việt Nam có xu hướng di chuyển lệch nhau trong nhiều năm (hình 1.3). Quá trình thực thi chính sách tiền tệ trong một số năm cũng có khoảng cách khá lớn giữa kết quả đạt được so với mục tiêu lạm phát đề ra. Những diễn biến về lãi suất cũng như kết quả điều hành chính sách tiền tệ đã đặt ra vấn đề cần xem xét về truyền dẫn chính sách tiền tệ trong điều kiện hội nhập tài chính gia tăng hiện nay. 4 14 12 10 (%)8 6 4 2 02011M52012M9 2009M12009M52009M92010M12010M52010M92011M12011M92012M12012M52013M12013M52013M92014M12014M52014M92015M12015M52015M92016M12016M52016M92017M12017M52017M92018M12018M52018M92019M12019M52019M9 Lãi suất VND liên ngân hàng qua đêmLãi suất trái phiếu Chính phủ kỳ hạn 10 năm Hình 1.3 Lãi suất ngắn hạn và dài hạn Việt Nam giai đoạn 2009 - 2019 Nguồn: Datastream (2020) Các nghiên cứu có liên quan Tác động của hội nhập tài chính đến độc lập chính sách tiền tệ được đề cập nhiều trong các nghiên cứu ở nước ngoài. Nhìn chung, vấn đề này thường được nghiên cứu trong mối quan hệ với các biến số còn lại của Bộ ba bất khả thi hay Bộ ba bất khả thi kết hợp với dự trữ ngoại hối. Điển hình trong các nghiên cứu về Bộ ba bất khả thi là Aizenman, Chinn & Ito (2008). Qua tìm hiểu mối liên kết giữa độc lập chính sách tiền tệ và hội nhập tài chính, cùng với cơ chế tỷ giá và dự trữ ngoại hối của hơn 100 quốc gia trong giai đoạn 1970 - 2006. Aizenman & ctg (2008) phát triển bộ số liệu đo lường các nhân tố của Bộ ba bất khả thi, bao gồm độc lập chính sách tiền tệ, hội nhập tài chính, và ổn định tỷ giá. Trong đó, độc lập chính sách tiền tệ được đo lường bằng chỉ số thể hiện tương quan lãi suất ngắn hạn giữa quốc gia đang xem xét với nước trung tâm, ổn định tỷ giá cũng được đo lường dựa trên độ lệch chuẩn của tỷ giá cặp đồng tiền của hai quốc gia, riêng hội nhập tài chính không đo lường kết quả thực mà dựa trên mức độ kiểm soát các giao dịch vốn qua biên giới bằng chỉ số độ mở tài khoản vốn (KAOPEN). Kết quả nghiên cứu chỉ ra tổng tỷ trọng của ba chỉ số bằng một hằng số, có nghĩa là sự gia tăng của một biến này dẫn đến sự sụt giảm tổng tỷ 5 trọng của hai biến còn lại hay có sự đánh đổi giữa các mục tiêu chính sách. Nghiên cứu cũng phân tích mối liên kết giữa các biến với dự trữ ngoại hối trong một nền kinh tế. Các nước công nghiệp với mức độ ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính càng tăng, độc lập chính sách tiền tệ càng sụt giảm và dự trữ ngoại hối giảm thấp. Ngược lại, các quốc gia đang phát triển hướng đến mức độ trung gian, kết hợp của tỷ giá thả nổi có quản lý được hỗ trợ đáng kể bởi mức dự trữ ngoại hối lớn, do đó vẫn duy trì được một mức độ độc lập chính sách tiền tệ nhất định. Dựa trên phương pháp tương tự Aizenman & ctg (2008), nhiều nghiên cứu cũng đã tiến hành đo lường ba biến chính sách ở các quốc gia, nhóm quốc gia khác nhau với một số khác biệt như Aizenman, Chinn & Ito (2010); Hutchison, Sengupta & Singh (2010); Cortuk & Singh (2011); Glick & Hutchison (2009). Hầu hết các nghiên cứu tiếp cận theo hướng này đều nhận thấy có sự đánh đổi giữa ba biến chính sách, khi hội nhập tài chính tăng cùng với tỷ giá được giữ ổn định thì độc lập chính sách tiền tệ giảm sút, hay sự kết hợp của hội nhập tài chính tăng và muốn giữ độc lập chính sách tiền tệ ở mức cao đòi hỏi tỷ giá phải được linh hoạt, vừa muốn ổn định tỷ giá và giữ độc lập chính sách tiền tệ phải thực hiện kiểm soát chặt chẽ dòng vốn quốc tế. Dự trữ ngoại hối được xem xét với vai trò kết hợp cùng ba biến chính sách mà không đánh giá tác động trực tiếp đến độc lập chính sách tiền tệ của quốc gia. Vì vậy, nghiên cứu tiếp cận theo hướng trên chưa cho thấy tác động trực tiếp của hội nhập tài chính cũng như vai trò của dự trữ ngoại hối đến độc lập chính sách tiền tệ với mức độ và chiều hướng cụ thể. Có nhiều nghiên cứu nỗ lực đo lường tác động theo hướng trực tiếp. Điển hình là Taguchi & ctg (2011), nghiên cứu kiểm tra độc lập chính sách tiền tệ trong mối quan hệ với hội nhập tài chính, cơ chế tỷ giá và dự trữ ngoại hối qua hai thập kỷ ở năm quốc gia châu Á, bao gồm Thái Lan, Hàn Quốc, Indonesia, Philippine và Ấn Độ. Kết quả nhận thấy, Thái Lan, Hàn Quốc và Indonesia hướng đến cơ chế tỷ giá thả nổi đạt được mức độ độc lập chính sách tiền tệ cao hơn trong khi độc lập chính sách tiền tệ của Ấn Độ tiếp tục sụt giảm khi áp dụng cơ chế neo tỷ giá cùng với hội nhập tài chính gia tăng. Ngoài ra, tích lũy dự trữ ngoại hối cũng có vai trò hỗ trợ đến một mức nào đó trong việc duy trì độc lập chính sách tiền tệ của các quốc gia trong mẫu nghiên 6 cứu. Tương tự, Klein & Shambaugh (2013) sử dụng hệ số ước lượng lãi suất ngắn hạn trong nước theo lãi suất nước ngoài như một cách để đo lường độc lập chính sách tiền tệ nhưng mức độ ổn định của tỷ giá được đánh giá thông qua cơ chế tỷ giá áp dụng tại từng quốc gia và sử dụng phương pháp đo lường hội nhập tài chính dựa trên quy định pháp lý. Kết quả nhận thấy, khi thiếu vắng các kiểm soát vốn, mức độ nhạy cảm của lãi suất ở các nước áp dụng cơ chế neo tỷ giá lớn hơn những nước thả nổi tỷ giá, trong khi đó với cơ chế neo mềm (tỷ giá được quản lý trong một biên độ rộng hơn cơ chế neo tỷ giá) thì các quốc gia có thể đạt được mức độ độc lập chính sách tiền tệ ở mức trung bình. Nghiên cứu cũng lưu ý khi thực hiện kiểm soát vốn nhưng không chặt chẽ cũng không giúp tăng thêm độc lập chính sách tiền tệ của quốc gia. Aizenman & ctg (2016) mở rộng xem xét mức độ độc lập CSTT đối với công cụ lãi suất và tỷ giá, cách tính chỉ số ổn định tỷ giá và độ mở tài khoản vốn (KAOPEN) tương tự Aizenman & ctg (2008). Ngoài ra, dự trữ ngoại hối cũng được sử dụng để đánh giá vai trò hỗ trợ độc lập CSTT của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Nghiên cứu cũng nhận thấy HNTC tác động làm tăng mức độ nhạy cảm của lãi suất chính sách trong nước với các nước trung tâm trong hầu hết các mẫu nghiên cứu, dự trữ ngoại hối có vai trò tích cực làm tấm chắn tác động từ những thay đổi lãi suất chính sách ở nước trung tâm, tức giúp duy trì độc lập CSTT cho các quốc gia. Ngoài ra, khi xem xét tác động của mối liên kết tài chính và thương mại đến mức độ nhạy cảm về lãi suất và tỷ giá, nghiên cứu nhận thấy liên kết tài chính tác động có ý nghĩa đối với mức độ nhạy cảm về lãi suất trong khi liên kết thương mại có ý nghĩa đối với liên kết tỷ giá của các quốc gia. Với mô hình hồi quy có điểm ngưỡng, Law, Tee & Ooi (2019) nhận thấy hội nhập tài chính ở mức cao hơn 13.64%GDP thì mới tác động có ý nghĩa đến độc lập chính sách tiền tệ và tác động theo chiều hướng tiêu cực. Dự trữ ngoại hối có vai trò giúp tăng mức độ độc lập chính sách tiền tệ ở mức độ hội nhập tài chính này. Đối với nền kinh tế Việt Nam, chưa tìm thấy nghiên cứu đo lường tác động tiếp cận theo hướng trực tiếp, chủ yếu mối quan hệ này được xem xét thông qua sự đánh đổi giữa các biến trong bộ ba chính sách (Lê Phan Thị Diệu Thảo 2010; Đinh Thị Thu 7 Hồng 2012; Phạm Thị Tuyết Trinh 2012; Tô Trung Thành 2012; Pham 2016; Ho & Ho 2018; Nguyễn Kim Thái Ngọc & Lê Phương 2020). Đồng thời hội nhập tài chính tại Việt Nam trong các nghiên cứu chủ yếu được đo lường theo phương pháp dựa trên quy định pháp lý (chỉ số được sử dụng phổ biến là độ mở tài khoản vốn – KAOPEN), chỉ số này không cho thấy mức độ hội nhập thực tế hay kết quả của quá trình mở cửa, thu hút các dòng vốn quốc tế tại Việt Nam. Ho & Ho (2018) có tính toán mức độ hội nhập tài chính Việt Nam theo phương pháp thực nhưng đo lường tổng tài sản và nợ phải trả so với sản lượng và xuất nhập khẩu nên không cho thấy được mức độ HNTC Việt Nam so với quy mô nền kinh tế. Bên cạnh tác động của hội nhập tài chính đến độc lập chính sách tiền tệ được thể hiện rõ qua sự đánh đổi chính sách Bộ ba bất khả thi thì quy mô dòng vốn quốc tế gia tăng cùng với mức độ hội nhập tài chính còn dẫn dắt tác động từ các nhân tố bên ngoài ảnh hưởng đến nền kinh tế trong nước. Nhiều nghiên cứu trong thời gian vừa qua, đặc biệt từ sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu 2007-2008 nhận thấy hội nhập tài chính toàn cầu đã làm cho điều kiện tài chính trong nước trở nên biến động hơn với những thay đổi của thị trường vốn bên ngoài (Pradhan & ctg 2011; Rey 2013; Jinjarak 2014; Jain-Chandra & Unsal 2014; Lange 2015; Ofstfeld 2015; Filardo, Genberg & Hofmann 2016; Tillmann 2016; Miyakoshia, Shimadab & Lic 2017; Potjagailo 2017; Bernhard & Ebner 2017; Gupta, Masetti & Rosenblatt 2017). Cú sốc từ bên ngoài chủ yếu bao gồm lãi suất của các nước trung tâm, đặc biệt là lãi suất Mỹ, chính sách nới lỏng định lượng, những thông báo thay đổi chính sách tiền tệ của quốc gia trung tâm và rủi ro toàn cầu (được đo lường bằng chỉ số biến động - Volatility Index - VIX).

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH TRẦN HỒNG HÀ HỘI NHẬP TÀI CHÍNH VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ TẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH – THÁNG 05 NĂM 2021 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH TRẦN HỒNG HÀ HỘI NHẬP TÀI CHÍNH VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ TẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ Chuyên ngành: Tài Ngân hàng MÃ SỐ: 34 02 01 Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS LÊ PHAN THỊ DIỆU THẢO TP HỒ CHÍ MINH – THÁNG 05 NĂM 2021 i LỜI CAM ĐOAN Tôi tên Trần Hồng Hà, nghiên cứu sinh khóa 21, niên khóa 2016-2019, Trường Đại Học Ngân Hàng TP Hồ Chí Minh Luận án cơng trình nghiên cứu riêng tác giả với sự hướng dẫn người hướng dẫn khoa học Số liệu kết nghiên cứu luận án trung thực, khơng có nội dung cơng bố trước nội dung người khác thực ngoại trừ trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ chuyên đề TP Hồ Chí Minh, ngày 2021 Người cam đoan Trần Hồng Hà tháng năm ii TÓM TẮT Bối cảnh tồn cầu hóa tài đặt thách thức cho điều hành sách tiền tệ quốc gia Lý thuyết Bộ ba bất khả thi kinh tế vĩ mô quốc tế cho thấy, quốc gia theo đuổi hai ba lựa chọn cố định tỷ giá, độc lập sách tiền tệ nước sự di chuyển tự dịng vốn quốc tế hay hội nhập tài Bên cạnh đó, nhiều nghiên cứu nhận thấy, thơng qua dịng chảy vốn quốc tế, hội nhập tài tồn cầu làm cho điều kiện tài nước trở nên biến động với thay đổi thị trường vốn bên ngồi Thị trường tài nước nhạy cảm với nhân tố toàn cầu làm cho lãi suất ngắn hạn dài hạn ngày tách rời Bởi lãi suất dài hạn tác động lên hoạt động tài kinh tế thực nên sự không gắn kết lãi suất ngắn hạn dài hạn gây khó khăn quản lý ổn định tài kinh tế vĩ mô Mục tiêu chung luận án làm rõ tác động ảnh hưởng hội nhập tài đến sách tiền tệ Việt Nam để từ đề xuất giải pháp cho tiến trình hội nhập tài điều hành sách tiền tệ bối cảnh tồn cầu hóa tài gia tăng xu tất yếu Các mục tiêu cụ thể bao gồm (i) làm rõ tác động hội nhập tài đến độc lập sách tiền tệ; (ii) làm rõ vai trò nhân tố bên ngồi truyền dẫn sách tiền tệ Việt Nam điều kiện hội nhập tài (iii) gợi ý sách cho tiến trình hội nhập tài điều hành sách tiền tệ Việt Nam tương lai Với mơ hình Phân phối trễ tự hồi quy (ARDL), kết nghiên cứu rằng, (i) hội nhập tài tăng làm giảm độc lập sách tiền tệ ngắn hạn quý với mức (-) 1.8649, (ii) ổn định tỷ giá tăng làm giảm độc lập sách tiền tệ dài hạn mức (-) 1.6302 quý ngắn hạn mức (-) 0.5027, nhiên lại giúp tăng độc lập CSTT sau quý với hệ số tác động 0.9884 (iii) dự trữ ngoại hối chưa có tác động hỗ trợ cho độc lập CSTT Kết từ mơ hình Véc tơ tự hồi quy dạng cấu trúc (SVAR) cho thấy nhân tố bên ngồi tăng dần vai trị truyền dẫn CSTT Việt Nam thể qua phản iii ứng nhanh, mạnh, kéo dài lãi suất dài hạn Việt Nam rủi ro toàn cầu lãi suất dài hạn Mỹ Tỷ trọng mức độ giải thích thay đổi lãi suất dài hạn Việt Nam hai nhân tố tăng lên qua thời gian Trong đó, lãi suất dài hạn Việt Nam phản ứng mạnh với lạm phát nước, không phản ứng với thay đổi sản lượng Đáng quan tâm lãi suất dài hạn Việt nam phản ứng chiều với lãi suất ngắn hạn nước hai tháng chuyển hướng ngược chiểu kể từ tháng thứ ba mức độ giải thích hay vai trò nhân tố nước thay đổi lãi suất dài hạn theo hướng giảm dần qua thời gian Trên sở đánh giá thực trạng trình HNTC điều hành CSTT Việt Nam thời gian qua, với kết thực nghiệm thu được, luận án gợi ý điều hành sách Việt Nam cần tiếp cận với ba nhóm giải pháp Thứ nhất, độc lập CSTT, cần điều hành linh hoạt tỷ giá để tăng tính chủ động điều hành CSTT, giảm áp lực dự trữ ngoại hối dịng vốn biến động Quy mơ dự trữ ngoại hối cần tăng đáp ứng nhu cầu phòng ngừa cho giai đoạn bất ổn thị trường dẫn đến sự bốc dừng đột ngột dòng vốn quốc tế Thứ hai, truyền dẫn CSTT, nên thiết kế khung CSTT bổ sung nhiệm vụ ổn định tài nhằm tăng tính khả thi đạt mục tiêu cuối mối quan hệ bền vững với mục tiêu khác Đồng thời cần phối hợp với biện pháp an tồn vĩ mơ phối hợp sách khu vực tồn cầu nhằm hạn chế ảnh hưởng từ nhân tố bên ngồi đến truyền dẫn sách tiền tệ nước Thứ ba, tiến trình HNTC Việt Nam, trước hết cần sử dụng phương pháp thực đo lường mức độ HNTC để lượng hóa quy mơ tích lũy dịng vốn, kiểm sốt rủi ro biến động dịng vốn xuất giai đoạn thị trường giới bất ổn Quá trình HNTC cần điều chỉnh thành phần dòng vốn theo hướng an toàn phát huy hiệu phát triển kinh tế, tăng cường thu hút vốn FDI có chất lượng, cải thiện môi trường để thu hút vốn FPI quản lý chặt chẽ vốn đầu tư khác iv MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG VIỆT viii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG ANH viii DANH MỤC BẢNG ix DANH MỤC HÌNH x GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 LÝ DO NGHIÊN CỨU .1 1.2 VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1.3 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1.4 CÂU HỎI NGHIÊN CỨU 10 1.5 ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU 10 1.6 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 11 1.7 ĐÓNG GÓP CỦA LUẬN ÁN 14 1.8 CẤU TRÚC CỦA LUẬN ÁN 15 KẾT LUẬN CHƯƠNG 17 NGHIÊN CỨU LÝ THUYẾT VÀ THỰC NGHIỆM 18 2.1 HỘI NHẬP TÀI CHÍNH 18 2.1.1 Khái niệm hội nhập tài 18 2.1.2 Các thành phần dịng chảy tài quốc tế 20 2.1.3 Thước đo hội nhập tài 24 2.2 CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ 29 2.2.1 Khái niệm sách tiền tệ 29 2.2.2 Mục tiêu sách tiền tệ 29 2.2.3 Cơng cụ sách tiền tệ 37 2.2.4 Độc lập sách tiền tệ 47 2.2.5 Truyền dẫn sách tiền tệ 51 v 2.3 TÁC ĐỘNG CỦA HỘI NHẬP TÀI CHÍNH ĐẾN ĐỘC LẬP CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ 59 2.3.1 Mô hình IS-LM 59 2.3.2 Mơ hình Mundell-Fleming 62 2.3.3 Lý thuyết Bộ ba bất khả thi 65 2.3.4 Bộ ba bất khả thi kết hợp dự trữ ngoại hối 68 2.4 TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ TRONG ĐIỀU KIỆN HỘI NHẬP TÀI CHÍNH 70 2.5 NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 74 2.5.1 Tác động hội nhập tài đến độc lập sách tiền tệ .74 2.5.2 Truyền dẫn sách tiền tệ điều kiện hội nhập tài .89 KẾT LUẬN CHƯƠNG 99 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 101 3.1 QUY TRÌNH THỰC HIỆN NGHIÊN CỨU 101 3.2 TÁC ĐỘNG CỦA HỘI NHẬP TÀI CHÍNH ĐẾN ĐỘC LẬP CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ TẠI VIỆT NAM 103 3.2.1 Phương pháp nghiên cứu 103 3.2.2 Mơ hình nghiên cứu .105 3.2.3 Quy trình xử lý liệu 109 3.3 TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VIỆT NAM TRONG ĐIỀU KIỆN HỘI NHẬP TÀI CHÍNH .111 3.3.1 Phương pháp nghiên cứu 112 3.3.2 Mơ hình nghiên cứu .114 3.3.3 Quy trình xử lý liệu 119 KẾT LUẬN CHƯƠNG 122 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 123 4.1 QÚA TRÌNH HỘI NHẬP TÀI CHÍNH CỦA VIỆT NAM 123 4.1.1 Khái quát trình hội nhập tài Việt Nam .123 4.1.2 Mức độ hội nhập tài thực Việt Nam .131 vi 4.1.3 Đánh giá trình hội nhập tài Việt Nam 137 4.2 THỰC TRẠNG ĐIỀU HÀNH CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VIỆT NAM 138 4.2.1 Mục tiêu sách tiền tệ Việt Nam 138 4.2.2 Cơng cụ điều hành sách tiền tệ Việt Nam .142 4.2.3 Đánh giá q trình điều hành sách tiền tệ Việt Nam .150 4.3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA HỘI NHẬP TÀI CHÍNH ĐẾN ĐỘC LẬP CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VIỆT NAM .152 4.3.1 Thống kê mô tả biến .152 4.3.2 Kiểm định nghiệm đơn vị .154 4.3.3 Xác định độ trễ tối ưu .155 4.3.4 Ước lượng tác động dài hạn 155 4.3.5 Ước lượng tác động ngắn hạn 157 4.3.6 Các kiểm định cần thiết 158 4.3.7 Thảo luận kết nghiên cứu 160 4.4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VIỆT NAM TRONG ĐIỀU KIỆN HỘI NHẬP TÀI CHÍNH .162 4.4.1 Thống kê mô tả biến .162 4.4.2 Kiểm định nghiệm đơn vị .164 4.4.3 Xác định độ trễ tối ưu .165 4.4.4 Các kiểm định cần thiết 166 4.4.5 Phân tích phản ứng đẩy 167 4.4.6 Phân rã phương sai 170 4.4.7 Thảo luận kết nghiên cứu 172 4.5 THẢO LUẬN CHUNG 173 KẾT LUẬN CHƯƠNG 176 KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 177 5.1 KẾT LUẬN 177 5.2 HÀM Ý CHÍNH SÁCH 180 5.2.1 Đối với độc lập sách tiền tệ Việt Nam 180 vii 5.2.2 Đối với truyền dẫn sách tiền tệ Việt Nam .186 5.2.3 Đối với hội nhập tài Việt Nam 188 5.3 HẠN CHẾ CỦA NGHIÊN CỨU 191 KẾT LUẬN CHƯƠNG 193 KẾT LUẬN 194 TÀI LIỆU THAM KHẢO .197 PHỤ LỤC ccxii viii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG VIỆT Từ viết tắt Cụm từ tiếng Việt CSTT Chính sách tiền tệ HNTC Hội nhập tài NHNN Ngân hàng Nhà nước NHTƯ Ngân hàng Trung ương DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG ANH Từ viết tắt Cụm từ tiếng Việt Cụm từ tiếng Anh ADB Ngân hàng Phát triển châu Á Asian Development Bank ARDL Mơ hình Phân phối trễ tự hồi quy Auto-Regressive Distributed Lag BOP Cán cân toán Balance of Payment GEM Quan sát kinh tế toàn cầu Global Economic Monitor GMM Phương pháp ước lượng tổng quất Generalized Method of Moments IFS Thống kê Tài quốc tế International Financial Statistics IMF Quỹ Tiền tệ quốc tế International Monetary Fund OLS Phương pháp bình phương nhỏ Ordinary Least Square SVAR Véc tơ tự hồi quy dạng cấu trúc Structural Vecto Auto-regression TSLS Phương pháp bình phương nhỏ hai giai đoạn Two-Stage Least Squares VAR Véc tơ tự hồi quy Vecto Auto-Regression VIX Rủi ro toàn cầu Volatility Index WB Ngân hàng giới World Bank ccxvii RES 2.392509 1.425866 1.677934 0.1031 C 1.860792 0.510102 3.647884 0.0009 EC = MI - (-0.2568*FNI -1.6302*ES + 2.3925*RES + 1.8608 ) F-Bounds Test Null Hypothesis: No levels relationship Test Statistic F-statistic k Actual Sample Size Value Signif I(0) Asymptotic: n=1000 10% 2.37 5% 2.79 2.5% 3.15 1% 3.65 7.293168 40 I(1) 3.2 3.67 4.08 4.66 Finite Sample: n=40 Bảng A6 Ước lượng mối quan hệ ngắn hạn ARDL Error Correction Regression Dependent Variable: D(MI) Selected Model: ARDL(1, 1, 2, 0) Case 2: Restricted Constant and No Trend Date: 08/25/20 Time: 21:58 Sample: 2009Q1 2019Q2 Included observations: 40 ECM Regression Case 2: Restricted Constant and No Trend Variable Coefficient Std Error t-Statistic D(IFI) -1.864860 0.910601 -2.047943 D(ES) -0.502710 0.288184 -1.744409 D(ES(-1)) 0.988383 0.290885 3.397848 CointEq(-1)* -0.935351 0.146034 -6.405003 R-squared 0.575173 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.539771 S.D dependent var Prob 0.0488 0.0907 0.0018 0.0000 -0.006732 0.277961 ccxviii 20 15 1.4 1.2 10 1.0 0.8 0.6 0.4 -5 0.2 -10 0.0 -15 -0.2 -20 -0.4 2011 2012 2013 2014 2015 CUSUM 2016 2017 2018 2019 2011 2012 2013 2014 2015 CUSUM of Squares 5% Significance 2016 2017 2018 2019 5% Significance Hình A2 Kiểm định tính ổn định mơ hình Bảng A7 Kiểm định tự tương quan phần dư Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.252862 Prob F(2,30) Obs*R-squared 0.663121 Prob Chi-Square(2) 0.7782 0.7178 Series: Residuals Sample 2009Q3 2019Q2 Observations 40 Mean 8.16e-16 Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera 0.002117 0.290164 -0.372051 0.181171 -0.276725 2.022802 2.102037 Probability 0.349582 -0.4 -0.3 -0.2 -0.1 0.0 0.1 0.2 0.3 Hình A3 Kiểm định phân phối chuẩn phần dư Bảng A8 Kiểm định phương sai thay đổi Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 1.461647 9.690894 3.171797 Prob F(7,32) Prob Chi-Square(7) Prob Chi-Square(7) 0.2162 0.2068 0.8687 ccxix PHỤ LỤC B KẾT QUẢ ĐO LƯỜNG TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ TRONG ĐIỀU KIỆN HỘI NHẬP TÀI CHÍNH TẠI VIỆT NAM Bảng B1 Bảng tính biến số mơ hình 2009M01 2009M02 2009M03 2009M04 2009M05 2009M06 2009M07 2009M08 2009M09 2009M10 2009M11 2009M12 2010M01 2010M02 2010M03 2010M04 2010M05 2010M06 2010M07 2010M08 2010M09 2010M10 2010M11 2010M12 2011M01 2011M02 2011M03 2011M04 2011M05 2011M06 2011M07 2011M08 2011M09 2011M10 LVIX DI_US_10Y 3.7996 3.8193 0.3433 3.8021 -0.1063 3.6393 0.1810 3.4650 0.4315 3.3721 0.4571 3.2648 -0.1730 3.2323 0.1580 3.2159 -0.1856 3.1885 -0.0218 3.1653 -0.0967 3.0559 0.0623 3.0274 0.1458 3.1153 -0.0580 2.8774 -0.0335 2.8579 0.2194 3.4635 -0.3573 3.3984 -0.1767 3.2412 -0.2092 3.2087 -0.2177 3.1143 -0.0403 3.0142 -0.1310 3.0005 0.1477 2.8662 0.4156 2.8516 0.1040 2.8582 0.1666 3.0313 -0.2211 2.7877 0.1368 2.8280 -0.2250 2.9525 -0.1306 2.9563 -0.0182 3.5562 -0.6131 3.5981 -0.3399 3.4913 0.1783 DIP DIF -4.1100 -6.7630 -1.9740 -1.2770 3.3700 1.9070 2.0590 2.6670 1.1660 -5.6360 1.6180 17.9930 -28.9630 11.9130 -1.1120 2.9230 -2.0760 0.3580 -0.8970 -3.8740 6.6370 -0.2590 -5.6110 1.6910 3.6580 -6.1360 2.1930 -1.8560 6.1760 -3.1030 -3.7910 6.1550 -6.6580 -2.7112 -3.5214 -2.0138 -3.6477 -1.6436 -0.6270 -1.3428 0.4479 0.5746 1.3596 2.1644 1.1043 0.8404 0.9996 -0.2291 -0.1849 -0.3579 -0.4974 -0.0108 0.7419 0.7380 1.4287 0.6575 0.4189 0.1430 1.5829 3.6167 2.2735 1.0398 1.3403 0.8532 -0.5950 -0.8359 DI_VN_ON DI_VN_10Y 0.9477 0.7937 -0.0777 1.1034 0.7909 -0.3054 0.1238 0.9001 -0.0215 -0.6519 0.5088 -1.3814 0.9090 -0.8461 -0.5007 1.3523 1.1193 -0.6329 -0.9392 1.1317 0.5019 1.4866 -0.7605 -0.8711 0.7816 2.7352 -0.1762 2.7674 1.8528 -1.8172 -3.3042 2.8648 0.0382 0.2245 -0.5733 -0.0252 -0.0037 0.1871 0.0954 0.0350 -0.0848 0.8791 -0.2659 0.5080 0.5019 0.4187 0.3433 -0.0152 -0.2164 -0.1887 -0.3320 -0.0791 -0.0062 0.1132 0.0173 -0.0339 0.0377 0.3535 0.3252 0.0913 0.3008 -0.1401 -0.1645 -0.0719 0.0973 0.1432 ccxx 2011M11 2011M12 2012M01 2012M02 2012M03 2012M04 2012M05 2012M06 2012M07 2012M08 2012M09 2012M10 2012M11 2012M12 2013M01 2013M02 2013M03 2013M04 2013M05 2013M06 2013M07 2013M08 2013M09 2013M10 2013M11 2013M12 2014M01 2014M02 2014M03 2014M04 2014M05 2014M06 2014M07 2014M08 2014M09 2014M10 2014M11 2014M12 2015M01 2015M02 2015M03 3.4639 3.2208 3.0071 2.9135 2.7830 2.8805 3.0446 3.0507 2.8659 2.7530 2.7269 2.7897 2.8155 2.8511 2.6031 2.6442 2.5674 2.6367 2.6022 2.8445 2.6372 2.6539 2.6873 2.7349 2.5591 2.6527 2.6561 2.7389 2.6971 2.6531 2.5237 2.4459 2.5093 2.6021 2.6002 2.8936 2.5962 2.7907 2.9507 2.7666 2.6955 -0.2020 -0.1098 -0.0161 0.0032 0.1552 -0.0614 -0.2099 -0.1594 -0.1136 0.2277 0.0428 0.0155 -0.1356 -0.0029 0.1886 0.0596 -0.0567 -0.1477 0.2095 0.4039 0.2676 0.2608 0.0787 -0.2119 0.0187 0.0804 -0.0315 -0.1616 -0.0344 0.0625 -0.1009 0.0734 -0.0676 -0.0387 0.1261 -0.2470 -0.0492 -0.1985 -0.3111 0.0792 0.0291 2.8080 -0.6110 -9.9070 24.4630 -15.5600 1.0170 -0.7280 1.2350 -1.9200 -1.7000 5.2520 -4.8920 0.1100 1.0570 15.1730 -31.2000 15.7000 0.2000 0.9000 -0.2000 0.5000 -2.6000 1.2000 0.3000 -0.2000 1.3000 -4.0000 12.2000 -10.5000 1.3000 -0.1000 0.2000 1.4000 -0.8000 1.9000 -0.7000 3.2000 -1.5000 7.9000 -10.5000 2.1000 -1.7547 -1.7038 -0.8592 -0.8270 -2.2908 -3.6128 -2.1954 -1.4468 -1.5426 -0.3131 1.4378 0.5199 0.0853 -0.2769 0.2644 -0.0528 -0.3740 -0.0320 -0.2554 0.3306 0.5992 0.2132 -1.1991 -0.3795 -0.1371 0.2532 -0.5865 -0.8014 -0.2621 0.0626 0.2717 0.2617 -0.0419 -0.6349 -0.6812 -0.3919 -0.6276 -0.7656 -0.9002 -0.6023 0.5946 -2.4028 -2.3505 0.0266 -0.6161 -1.2552 -2.4984 -2.2970 2.6468 -0.6602 -1.2899 0.9851 -0.7750 -1.2563 0.2207 -0.3696 0.3539 -0.0156 -0.0707 -0.6738 -0.5372 2.3892 0.3852 -0.9392 0.6270 -0.0502 -1.2691 0.6665 -1.4967 0.1122 0.2118 1.4440 -0.4167 0.1436 0.3992 -1.1433 0.3469 0.2932 -0.2552 -0.1647 0.9531 0.0511 -0.2020 -0.2074 0.1923 -0.0534 -0.3538 -0.4199 -0.9579 -0.2726 0.1618 -0.0308 -0.0389 0.2997 -0.1254 -0.3969 -0.0780 -0.0458 -0.1008 -0.2394 -0.1653 -0.2747 0.0774 -0.1242 0.1065 0.0933 -0.0916 -0.1071 0.0272 0.0200 -0.1118 -0.1477 0.1353 -0.0818 -0.0706 -0.5114 -0.7027 -1.0159 0.2990 0.3690 -0.0259 -0.3298 -0.1268 ccxxi 2015M04 2015M05 2015M06 2015M07 2015M08 2015M09 2015M10 2015M11 2015M12 2016M01 2016M02 2016M03 2016M04 2016M05 2016M06 2016M07 2016M08 2016M09 2016M10 2016M11 2016M12 2017M01 2017M02 2017M03 2017M04 2017M05 2017M06 2017M07 2017M08 2017M09 2017M10 2017M11 2017M12 2018M01 2018M02 2018M03 2018M04 2018M05 2018M06 2018M07 2018M08 2.6023 2.5907 2.6630 2.6639 2.9667 3.1936 2.8208 2.7856 2.8918 3.1662 3.1143 2.7631 2.6603 2.6982 2.8778 2.5771 2.5177 2.6546 2.6800 2.7237 2.5235 2.4517 2.4450 2.4764 2.5754 2.3873 2.3527 2.3287 2.4829 2.3455 2.3151 2.3552 2.3287 2.4036 3.1119 2.9457 2.9051 2.6479 2.6158 2.5762 2.5295 -0.0507 0.2966 0.1938 -0.0462 -0.0832 0.0115 -0.1126 0.1317 -0.1046 -0.1474 -0.3049 0.0688 -0.0256 0.0296 -0.1406 -0.1454 0.1075 0.0809 0.1369 0.3211 0.2587 -0.0443 -0.0249 0.0099 -0.1044 0.0433 -0.0892 0.1248 -0.0327 -0.0021 0.1665 -0.0880 -0.0385 0.1886 0.2502 -0.0723 0.1129 0.1538 -0.0279 -0.0285 0.0945 0.4000 -2.0000 3.6000 0.2000 -2.3000 1.1000 -1.3000 0.1000 0.1000 -3.1000 2.0000 -1.7000 1.7000 -0.1000 -0.4000 -0.2000 0.1000 0.3000 -0.6000 0.2000 1.1000 -7.6000 14.5000 -9.7000 1.9000 -0.2000 1.4000 -0.5000 0.3000 4.8000 3.8000 0.2000 -6.0000 10.7000 -13.9000 0.7000 0.7000 -2.3000 5.2000 2.0000 -3.0000 0.0605 -0.0403 0.0503 -0.1008 -0.2920 -0.6113 0.0000 0.3411 0.2582 0.1998 0.4732 0.4242 0.1978 0.3874 0.1167 -0.0020 0.1767 0.7741 0.7451 0.4270 0.2203 0.4799 -0.1943 -0.3775 -0.3458 -1.1082 -0.6529 -0.0187 0.8345 0.0504 -0.4289 -0.3579 -0.0216 0.0528 0.5053 -0.4911 0.0823 1.1113 0.8111 -0.2094 -0.4814 0.0622 -0.4260 1.0049 -1.1932 1.3997 0.1274 -1.2950 -0.8682 1.5064 -0.3220 -0.8277 0.6194 0.4861 -1.6126 -0.4410 -0.4172 -0.4443 -0.4034 -0.0054 0.9905 1.8782 0.0705 -0.7165 1.2989 0.0860 0.1206 -1.4270 -1.3728 -0.8777 0.2938 -0.0263 0.1347 -0.2610 0.4897 0.7057 -1.1919 0.1247 0.6495 -0.0517 0.9527 1.6012 0.0601 -0.0145 0.1235 0.0918 0.0828 0.2187 0.0716 -0.0669 -0.1199 0.0554 0.0447 -0.0890 0.0072 -0.0290 -0.0451 0.0256 -0.0718 -0.2114 -0.5178 -0.0957 -0.0414 0.0363 -0.0369 -0.0514 -0.1133 -0.0575 -0.0146 -0.3537 -0.0322 0.0571 -0.0065 -0.0441 -0.2378 -0.5122 -0.2333 -0.1663 0.1481 0.2136 0.1267 0.1541 0.1868 ccxxii 2018M09 2018M10 2018M11 2018M12 2019M01 2019M02 2019M03 2019M04 2019M05 2019M06 2019M07 2019M08 2.5580 2.9628 2.9647 3.2146 2.9741 2.7236 2.6731 2.5610 2.8167 2.7488 2.5882 2.9433 VIX Mean 18.32466 Median 16.26010 Maximum 45.57053 Minimum 10.12545 Std Dev 7.115604 Observations 126 0.1268 0.1584 -0.1499 -0.3883 -0.1085 -0.0502 -0.1522 0.0414 -0.0983 -0.2953 -0.0204 -0.3811 -2.2000 -1.4000 1.9000 1.8000 -3.3000 2.0000 -0.9000 0.1000 0.9000 -1.2000 0.8000 0.7000 0.0014 -0.0849 -0.4357 -0.4750 -0.4200 0.0758 0.0612 0.2322 -0.0568 -0.7165 0.2783 -0.1754 Bảng B2 Thống kê mô tả biến I_US_10Y IP IF 2.493565 8.800594 6.269985 2.403202 8.105500 4.581179 3.755953 27.93500 23.01658 1.510776 -10.10000 -0.002206 0.578483 4.491586 5.371556 126 126 126 -0.2549 0.3879 0.5895 -0.9589 -0.5290 0.0176 -0.0420 0.0397 0.2327 0.6436 -0.5972 -0.3184 0.0895 0.0287 0.0119 -0.0663 -0.1496 -0.1565 0.0666 -0.0553 -0.0688 -0.0875 -0.1230 -0.2137 I_VN_ON I_VN_10Y 4.816350 8.210783 3.733627 8.652483 16.50121 12.26164 0.685768 4.208751 3.334750 2.482914 126 126 ccxxiii VIX I_US_10Y 50 4.0 40 3.5 3.0 30 2.5 20 2.0 1.5 10 1.0 09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 09 10 11 12 13 IP 14 15 16 17 18 19 15 16 17 18 19 16 17 18 19 IF 30 25 20 20 15 10 10 -10 -20 -5 09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 09 10 11 12 13 I_VN_ON I_VN_10Y 20 14 16 12 12 10 8 09 10 11 12 13 14 14 15 16 17 18 19 09 10 11 12 13 14 15 Hình B1 Thống kê mơ tả biến Bảng B3 Kiểm định tính dừng Biến Rủi ro toàn cầu – LVIX Null Hypothesis: LVIX has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.848150 Test critical values: 1% level -3.482453 5% level -2.884291 10% level -2.578981 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Prob.* 0.0032 ccxxiv Biến Lãi suất dài hạn Mỹ – I_US_10Y Null Hypothesis: I_US_10Y has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values t-Statistic -2.021564 -3.482879 -2.884477 -2.579080 Biến Lãi suất dài hạn Mỹ lấy sai phân bậc – D(I_US_10Y) Null Hypothesis: D(I_US_10Y) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -8.685709 Test critical values: 1% level -3.482879 5% level -2.884477 10% level -2.579080 Prob.* 0.2774 Prob.* 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Biến Sản lượng công nghiệp – D(IP) Null Hypothesis: DIP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values t-Statistic -11.75661 -3.483751 -2.884856 -2.579282 Prob.* 0.0000 ccxxv Biến Lạm phát – D(IF) Null Hypothesis: DIF has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Biến Lãi suất ngắn hạn Việt Nam – I_VN_ON t-Statistic -4.092973 -3.483751 -2.884856 -2.579282 Prob.* 0.0014 t-Statistic -1.824473 -3.482453 -2.884291 -2.578981 Prob.* 0.3673 Null Hypothesis: I_VN_ON has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Biến Lãi suất ngắn hạn Việt Nam lấy sai phân bậc – I_VN_ON Null Hypothesis: D(I_VN_ON) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.992035 Test critical values: 1% level -3.483312 5% level -2.884665 10% level -2.579180 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Prob.* 0.0000 ccxxvi Biến Lãi suất dài hạn Việt Nam – I_VN_ON Null Hypothesis: I_VN_10Y has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic -0.163822 -3.482879 -2.884477 -2.579080 Prob.* 0.9388 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Biến Lãi suất dài hạn Việt Nam lấy sai phân bậc 1– D(I_VN_ON) Null Hypothesis: D(I_VN_10Y) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.343981 Test critical values: 1% level -3.483312 5% level -2.884665 10% level -2.579180 Prob.* 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Bảng B4 Lựa chọn độ trễ tối ưu mơ hình VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: LVIX D(I_US_10Y) D(IP) D(IF) D(I_VN_ON) D(I_VN_10Y) Exogenous variables: C Date: 07/24/20 Time: 21:26 Sample: 2009M01 2019M06 Included observations: 121 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ -712.8521 NA 0.004803 11.68865 11.82583 11.74437 -537.5854 330.5844 0.000499 9.424153 10.38441* 9.814208* -493.8080 78.30101* 0.000442* 9.297692* 11.08103 10.02208 -464.4689 49.61414 0.000497 9.405998 12.01241 10.46472 -442.6611 34.75071 0.000639 9.636765 13.06626 11.02982 ccxxvii Bảng B5 Kiểm định nhận dạng mức Log likelihood -558.2906 LR test for over-identification: Chi-square(8) 3.680332 Probability 0.8848 Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 Hình B1 Kiểm định tính ổn định mơ hình Bảng B6 Kiểm định tự tương quan phần dư VAR Residual Serial Correlation LM Tests Date: 07/24/20 Time: 21:29 Sample: 2009M01 2019M06 Included observations: 123 Null hypothesis: No serial correlation at lag h Lag 10 11 12 LRE* stat 45.63076 54.33678 33.50286 37.76927 48.25900 46.10069 36.05652 36.39728 21.53534 43.09797 32.68224 48.34088 df 36 36 36 36 36 36 36 36 36 36 36 36 Prob 0.1305 0.0255 0.5879 0.3884 0.0832 0.1207 0.4660 0.4502 0.9730 0.1936 0.6272 0.0820 Rao F-stat 1.283165 1.542669 0.929696 1.052988 1.360993 1.297048 1.003356 1.013216 0.589856 1.208580 0.906112 1.363424 df (36, 446.3) (36, 446.3) (36, 446.3) (36, 446.3) (36, 446.3) (36, 446.3) (36, 446.3) (36, 446.3) (36, 446.3) (36, 446.3) (36, 446.3) (36, 446.3) Prob 0.1310 0.0257 0.5887 0.3892 0.0836 0.1213 0.4668 0.4510 0.9731 0.1943 0.6279 0.0824 ccxxviii Response of D(I_VN_10SA) to Shock1 using Structural VAR Factors 04 03 02 01 00 -.01 -.02 -.03 10 15 20 25 30 35 Hình B2 Phản ứng lãi suất dài hạn với rủi ro toàn cầu Response of D(I_VN_10SA) to Shock2 using Structural VAR Factors 06 05 04 03 02 01 00 -.01 10 15 20 25 30 Hình B3 Phản ứng lãi suất dài hạn Việt Nam với lãi suất dài hạn Mỹ 35 ccxxix Response of D(I_VN_10SA) to Shock3 using Structural VAR Factors 04 03 02 01 00 -.01 -.02 -.03 10 15 20 25 30 35 Hình B4 Phản ứng lãi suất dài hạn Việt Nam với tăng trưởng sản lượng nước Response of D(I_VN_10SA) to Shock4 using Structural VAR Factors 08 07 06 05 04 03 02 01 00 10 15 20 25 30 Hình B5 Phản ứng lãi suất dài hạn Việt Nam với lạm phát nước 35 ccxxx Response of D(I_VN_10SA) to Shock5 using Structural VAR Factors 04 03 02 01 00 -.01 -.02 -.03 10 15 20 25 30 35 Hình B6 Phản ứng lãi suất dài hạn Việt Nam với lãi suất ngắn hạn nước Variance Decomposition of D(I_VN_10SA) using Structural VAR Factors 100 80 60 40 20 10 15 Shock1 Shock4 20 Shock2 Shock5 25 30 Shock3 Shock6 Hình B7 Phân rã phương sai biến lãi suất dài hạn Việt Nam 35 ccxxxi Bảng B7 Phân rã phương sai biến lãi suất dài hạn Việt Nam Period 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 S.E 0.164215 0.218428 0.244029 0.260731 0.271743 0.278582 0.283239 0.286506 0.288804 0.290442 0.291617 0.292475 0.293100 0.293557 0.293893 0.294141 0.294323 0.294457 0.294555 0.294628 0.294682 0.294721 0.294750 0.294772 0.294788 0.294799 0.294808 0.294814 0.294819 0.294822 0.294825 0.294826 0.294828 0.294829 0.294830 0.294830 Shock1 1.196162 1.114085 1.468685 1.928036 3.223557 4.616618 5.688296 6.484396 7.105895 7.569392 7.891827 8.121992 8.288929 8.408134 8.493893 8.556097 8.601390 8.634494 8.658719 8.676509 8.689598 8.699225 8.706315 8.711538 8.715385 8.718220 8.720308 8.721845 8.722978 8.723813 8.724427 8.724879 8.725213 8.725458 8.725639 8.725772 Shock2 0.103887 0.182003 5.091722 5.727557 5.704441 5.732867 5.794539 5.806329 5.795786 5.788976 5.783767 5.777936 5.773530 5.770441 5.768130 5.766438 5.765211 5.764338 5.763707 5.763243 5.762909 5.762664 5.762485 5.762354 5.762257 5.762186 5.762134 5.762095 5.762067 5.762046 5.762030 5.762019 5.762011 5.762004 5.762000 5.761997 Shock3 0.000000 0.011591 0.019654 0.163947 0.212330 0.211855 0.208809 0.214448 0.213470 0.213171 0.213264 0.212814 0.212700 0.212520 0.212351 0.212263 0.212176 0.212114 0.212071 0.212037 0.212013 0.211995 0.211981 0.211972 0.211965 0.211959 0.211956 0.211953 0.211951 0.211949 0.211948 0.211947 0.211947 0.211946 0.211946 0.211946 Shock4 0.000000 10.42207 13.84874 13.99966 13.87899 13.81294 13.74414 13.67742 13.63637 13.61613 13.60628 13.60301 13.60333 13.60513 13.60723 13.60912 13.61072 13.61198 13.61292 13.61362 13.61414 13.61451 13.61478 13.61498 13.61513 13.61523 13.61531 13.61537 13.61541 13.61544 13.61546 13.61548 13.61549 13.61550 13.61551 13.61551 Shock5 3.050471 4.404673 4.699175 4.678631 4.610508 4.526411 4.485327 4.444054 4.409531 4.384089 4.366412 4.353142 4.343368 4.336306 4.331178 4.327419 4.324660 4.322643 4.321162 4.320073 4.319273 4.318684 4.318250 4.317931 4.317696 4.317523 4.317395 4.317301 4.317232 4.317181 4.317144 4.317116 4.317096 4.317081 4.317070 4.317062 Shock6 95.64948 83.86558 74.87203 73.50216 72.37018 71.09931 70.07888 69.37335 68.83895 68.42825 68.13845 67.93110 67.77815 67.66746 67.58722 67.52867 67.48584 67.45443 67.43142 67.41452 67.40207 67.39292 67.38618 67.38122 67.37757 67.37488 67.37290 67.37144 67.37036 67.36957 67.36899 67.36856 67.36824 67.36801 67.36784 67.36771 ... độ hội nhập tài thực Việt Nam, tác động hội nhập tài đến độc lập sách tiền tệ Việt Nam, vai trò nhân tố bên ngồi truyền dẫn sách tiền tệ Việt Nam điều kiện hội nhập tài Qua xem xét q trình hội. .. HÀNH CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VIỆT NAM 138 4.2.1 Mục tiêu sách tiền tệ Việt Nam 138 4.2.2 Công cụ điều hành sách tiền tệ Việt Nam .142 4.2.3 Đánh giá trình điều hành sách tiền tệ Việt Nam. .. TRÌNH HỘI NHẬP TÀI CHÍNH CỦA VIỆT NAM 123 4.1.1 Khái qt q trình hội nhập tài Việt Nam .123 4.1.2 Mức độ hội nhập tài thực Việt Nam .131 vi 4.1.3 Đánh giá trình hội nhập tài Việt Nam