Các nhân tố ảnh hưởng đến sự giàu nhanh và nghèo nhanh ở Việt Nam giai đoạn 2010 - 2012

THIẾT KẾ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 1. Xây dựng hàm cầu tiền và lựa chọn biến số

Vì vậy, kết quả hoạt động của thị trường vàng miếng, bên cạnh việc chịu sự tác động trực tiếp từ các chính sách quản lý kinh doanh vàng, còn chịu ảnh hưởng của các chính sách kinh tế vĩ mô khác, trong đó CSTT, chính sách tỷ giá và quản lý ngoại hối là những chính sách tạo nền tảng cho việc thực hiện hiệu quả các chính sách quản lý thị trường vàng miếng. Nhìn lại chính sách quản lý hoạt động kinh doanh vàng của Việt Nam từ năm 2011 đến nay có thể thấy, để ổn định lại thị trường vàng, NHNN đã quyết tâm chấm dứt tình trạng “vàng hóa” trong nền kinh tế với các bước đi cơ bản từ việc xây dựng khuôn khổ pháp lý chặt chẽ đến hành động, chính sách nhất quán để chuyển hoàn toàn quan hệ huy động, cho vay vốn bằng vàng sang quan hệ mua, bán vàng miếng. Có thể khẳng định rằng Nghị định 24, kèm theo đó là một loạt các văn bản chính sách về quản lý hoạt động kinh doanh vàng đã ra đời rất kịp thời và chuẩn xác, có sự kết hợp nhuần nhuyễn giữa kinh nghiệm quốc tế và thực tiễn trong nước, bước đầu tạo dựng nên một khuôn khổ pháp lý và diện mạo mới cho thị trường vàng Việt Nam.

Với trật tự mới được thiết lập, sức cầu phát sinh từ yêu cầu tất toán tài khoản vàng của các ngân hàng thương mại (NHTM) theo yêu cầu của NHNN nhằm chấm dứt hoạt động huy động và cho vay vốn bằng vàng xuất hiện đã tạo ra áp lực nhất định cho thị trường. Với vai trò mới là nhà cung cấp vàng miếng độc quyền cho thị trường trong nước, NHNN đã nắm bắt được nhu cầu vàng miếng của các Tổ chức tín dụng và ra các quyết định thông qua hoạt động đấu thầu để can thiệp bình ổn thị trường vàng miếng để hoàn thành mục tiêu chuyển hoàn toàn quan hệ huy động, cho vay vốn bằng vàng sang quan hệ mua, bán vàng miếng, hướng tới một thị trường vàng ổn định và minh bạch trong tương lai. Trong đó M là tổng khối lƣợng tiền danh nghĩa đƣợc chọn lựa, P là mức giá chung, M/P là cầu tiền thực tế, M/P là một hàm của biến quy mô (S) và chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền (OC).

Ngoài ra, khối tiền M2 cũng đƣợc chọn vì các nhà hoạch định chính sách của Việt Nam đặt tỷ lệ tăng trưởng hàng năm của M2 như một mục tiêu để đạt được mục tiêu chính sách tiền tệ. Khi xác định chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền, người ta xem xét tỷ suất sinh lợi của việc nắm giữ tiền và tỷ suất sinh lợi của việc nắm giữ các tài sản thay thế tiền trong danh mục đầu tƣ (Klein, 1974; Tobin, 1956). Thứ nhất, tỷ lệ lạm phát kỳ vọng (π) trong ƣớc tính là cần thiết (Friedman, 1956, 1969) bởi vì nó đƣợc coi là khoản tổn thất cho việc nắm giữ tiền mặt so với việc nắm giữ hàng hóa trong trường hợp lạm phát xảy ra.

Cũng giống nhƣ hàng hóa, cổ phiếu, đô la và vàng đƣợc xem là những tài sản có thể thay thế tiền để thực hiện chức năng cất trữ giá trị nên theo lý thuyết, tỷ suất sinh lợi của chúng có quan hệ âm với cầu tiền. + Thứ nhất, trong trường hợp số lượng mẫu nhỏ, mô hình ARDL là cách tiếp cận có ý nghĩa thống kê hơn để kiểm định tính đồng liên kết, trong khi đó kỹ thuật đồng liên kết của Johansen yêu cầu số mẫu lớn hơn để đạt độ tin cậy. + Thứ hai, các kỹ thuật đồng liên kết khác yêu cầu biến hồi quy đƣợc đƣa vào liên kết có độ trễ nhƣ nhau thì tronh cách tiếp cận ARDL, các biến hồi quy có thể dung nạp các độ trễ tối ƣu khác nhau (I(1) hoặc I(0)).

Nếu nhƣ chúng ta không đảm bảo về thuộc tính về nghiệm đơn vị hay tính dừng của hệ thống dữ liệu thì áp dụng thủ tục ARDL là thích hợp nhất cho nghiên cứu thực nghiệm. Các bước thực hiện mô hình ARDL trên nền Eview 9 theo đề xuất của Dave Giles Bước 1_ Kiểm tra tính dừng của các biến nghiên cứu, để chạy được ARDL model, các biến phải dừng tối đa ở sai phân bậc 1. Lạm phát có sự biến động lớn vào những năm kinh tế thế giới khủng hoảng, tuy nhiên, với nhiều biện pháp điều hành kinh tế vĩ mô chặt chẽ, lạm phát dần đƣợc kiềm chế và đi vào ổn định.

KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ ĐỂ KIỂM TRA TÍNH DỪNG Biến nghiên cứu là chuỗi dừng khi trong kiểm định nghiệm đơn vị có trị tuyệt đối

ƢỚC LƢỢNG ĐỘ TRỄ TỐI ƢU

Từ kết quả trên, nghiên cứu lựa chọn độ trễ 3 là độ trễ tối đa cho mô hình.

KẾT QUẢ ƢỚC LƢỢNG ARDL

Đối với lãi suất tiền gửi VND, hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P đối với lãi suất tiền gửi VND có dấu âm (-0,1850) cho thấy sự tác động ngƣợc chiều của lãi suất tiền gửi lên cầu tiền M1/P. Khi lãi suất tăng, chi phí cơ hội cho việc nắm giữ tiền tăng, người dân có có xu hướng chuyển các khoản tiền mặt, tiền khụng kỳ hạn trở thành tiền gửi cú kỳ hạn. Hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P theo chỉ số Vn-indexở quý hiện tại là 0,151 có ý nghĩa thống kê cho thấy cầu tiền thực M1/P biến động cùng chiều với chỉ số Vn- index.

Tuy nhiên, kiểm định CUSUM-Squares cho thấy hàm cầu tiền M1/P nói chung là ổn định với mức ý nghĩa thống kê 5% nhƣng vào năm 2012 có sự biến động nhƣng không đáng kể đối với hàm cầu tiền M1/P. Trong giai đoạn nghiên cứu, với sự bất ổn liên tục trong nền kinh tế, tín dụng thắt chặt, lãi suất cho vay gia tăng quá cao, nhiều doanh nghiệp trong khoảng thời gian năm 2007, 2008 thu hẹp quy mô sản xuất đồng nghĩa với việc thu hẹp đầu tƣ dẫn đến gia tăng nhu cầu nắm giữ tiền cho mục đích thực hiện các giao dịch hiện tại cũng như trong tương lai (thay vì có thể dễ dàng được cho vay như trước đây). Kết quả ƣớc lƣợng ARDL cho cầu tiền thực M2/P trong ngắn hạn đƣợc trình bày ở Bảng 3.6 “Kết quả ƣớc lƣợng ARDL cho cầu tiền M2/P trong ngắn hạn”phần Phụ Lục.

Nếu so sánh hệ số này với hệ số của M1/P thì hệ số co dãn của cầu tiền thực M2/P theo thu nhập thực sẽ cao hơn hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P theo thu nhập thực điều này đúng với thực tiễn là tốc độ chu chuyển của M2/P luôn thấp hơn M1/P. Đối với chỉ số giá CPI, hệ số co dãn của cầu tiền thực M2/P đối với lạm phát có dấu âm cho thấy sự tác động ngƣợc chiều của lạm phát lên cầu tiền thực M2/P. Phần phụ lục: Kiểm định CUSUM và CUSUM-Squares cho tính ổn định của hàm cầu tiền M2/P ngắn hạn cho thấy hàm cầu tiền M2/P trong ngắn hạn nhìn chung là ổn định trong thời kỳ nghiên cứu.

Kiểm định CUSUM-Squares cho thấy hàm cầu tiền M2/P nói chung là ổn định với mức ý nghĩa thống kê 5% nhƣng vào năm 2013 có sự biến động nhƣng không đáng kể đối với hàm cầu tiền M2/P. Chỉ số này mang giá trị âm và có ý nghĩa thống kê đồng nghĩa với việc kiểm định F liên quan tới sự tồn tại của mối quan hệ dài hạn giữa các biến đƣợc công nhận nhƣ đã bàn luận. Nguyên nhân là do hệ thống tài chính hiện nay khá hiệu quả, hệ thống ngân hàng hiện tại đã cung cấp các phương tiện thanh toán hiện đại (séc, chuyển khoản ngân hàng) làm tăng tốc độ chu chuyển của tiền, do đó, làm giảm khối lượng tiền mà người dân muốn nắm giữ.

Đối với lãi suất tiền gửi VND, hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P đối với lãi suất tiền gửi VND có dấu âm (-0,1850) cho thấy sự tác động ngƣợc chiều của lãi suất tiền gửi lên cầu tiền M1/P. Hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P theo chỉ số Vn-index ở quý hiện tại là 0,151 có ý nghĩa thống kê cho thấy cầu tiền thực M1/P biến động cùng chiều với chỉ số Vn-index. Nguyên nhân là do 1 đồng GDP đƣợc tạo ra hiện nay cần nhiều tiền để giao dịch hơn và bất ổn kinh tế đặc biệt là bất ổn trong thị trường tài chính đã làm gia tăng nhu cầu tiền nắm giữ tiền của người dân cho động cơ dự phòng.