4. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM
4.3 Đo lường môi trường truyền dẫn tỷ giá hối đoái tại Việt Nam
Trong phần này chúng tôi thực hiện đánh giá các yếu tố tác động đến truyền dẫn tỷ giá hối đoái dựa trên ý tưởng mà Mann (1986) và Lian An và Jian Wang (2011) đưa ra. Theo đó các yếu tố được xem xét bao gồm Quy mô nền kinh tế, độ mở nền kinh tế, mức độ bất ổn định tỷ giá hối đoái, cú sốc dai dẳng của tỷ giá hối đoái, mức độ bất ổn tổng cầu, tỷ lệ lạm phát và mức độ bất ổn của chính sách tiền tệ. Khi xem xét một yếu tố chúng tôi giả định các yếu tố khác không đổi.
Chúng tôi sử dụng hệ số tương quan thứ hạng Spearman để thực đánh giá. Phương pháp này đã được Lian An và Jian Wang (2011) và nhiều nghiên cứu sử dụng để tìm hiểu các yếu tố ảnh hưởng như thế nào đến độ lớn truyền dẫn tỷ giá hối đoái. Khi xem xét yếu tố qui mô nền kinh tế Việt Nam (GDP), chúng tôi nhận thấy qui mô nền kinh tế Việt Nam quá nhỏ bé so với thế giới, cầu nhập khẩu của Việt Nam chưa đủ để làm giá nhập khẩu thế giới thay đổi. Việt Nam đang trong quá trình hội nhập, quy mô nền kinh tế tăng lên tất nhiên kèm theo đó là sự tăng lên trong nhu cầu nhập khẩu. Nếu Đồng Việt Nam phá giá, giá nhập khẩu sẽ tăng. Chúng tôi cho rằng sự biến động quy mô nền kinh tế Việt nam có tác động cùng chiều đến độ lớn truyền dẫn tỷ giá hối đoái.
Khi xem xét chỉ tiêu độ mở nền kinh tế của Việt Nam (OPEN), chúng tôi nhận thấy tỷ số nhập khẩu so với GDP có xu hướng tăng rõ rệt từ mức khoảng 50% trong những năm đầu thập niên 2000, 60-70% những năm sau đó và gần đây tỷ lệ này vào khoảng 90-100%. Sự gia tăng và ở mức tỷ lệ lớn của chỉ tiêu này cho thấy sự lấn át của công ty nước ngoài đối với thị trường nội địa. Vì vậy, chúng tôi kỳ vọng độ mở nền kinh tế của Việt Nam sẽ có tương quan cùng chiều với truyền dẫn tỷ giá hối đoái.
Từ kết phân tích mô hình VAR trong phần trên, chúng tôi tiến hành tính toán mức độ bất ổn của tỷ giá (ERV). Chúng tôi nhận thấy mức độ biến động tỷ giá của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu có biên độ nhỏ nhưng kéo dài. Trong một thời kỳ dài tỷ giá Đồng Việt Nam so với đồng đô la Mỹ có biện độ dao động rất hẹp, gần
đây biên độ có rộng hơn nhưng vẫn trong phạm vi nhỏ (xem thêm Phụ Lục 1). Từ đây chúng tôi cho rằng bất ổn của tỷ giá sẽ dễ làm các nhà xuất khẩu tăng giá bán thay vì phải chấp nhận điều chỉnh biên độ hẹp của lợi nhuận biên. Trường hợp này chúng tôi dự đoán bất ổn tỷ giá hối đoái có mối tương quan cùng chiều với độ lớn truyền dẫn tỷ giá hối đoái.
Với cú sốc dai dẳng của tỷ giá hối đoái (ERP), kết quả phân tích phản ứng của tỷ giá hối đoái đến chính nó ở mức độ trung bình 4% sau 4 kỳ (12 tháng). Trong dài hạn nếu điều hành tỷ giá của Việt Nam vẫn còn bị tác động mạnh bởi hiện tượng đô la hóa và thị trường vàng, chúng tôi kỳ vọng cú sốc dai dẳng của tỷ giá có mối tương cùng chiều với độ lớn truyền dẫn tỷ giá hối đoái.
Bất ổn tổng cầu của Việt Nam (ADV), trong giai đoạn 2001-2011Việt Nam có quy mô nền kinh tế nhỏ, bất ổn nhỏ trong tổng cầu sẽ có ít ảnh hưởng đến giá hàng nhập khẩu. Nếu xuất hiện cú sốc VND mất giá lớn thì bùng nổ tổng cầu khó có thể xảy ra, khi đó cầu sụt giảm nhưng giá vẫn tăng. Trong trường hợp này bất ổn của tổng cầu có thể có mối tương quan ngược chiều với độ lớn truyền dẫn tỷ giá hối đoái. Môi trường lạm phát (Inf), khi tìm hiểu thực tế lạm phát ở Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu, chúng tôi nhận thấy yếu tố lạm phát của Việt Nam kéo dài và ở mức cao. Tỷ lệ lạm phát trung bình của giai đoạn 2001 đến 2011 là 2.2%/quý, tỷ lệ lạm phát cao nhất là 8.59%/quý và trong suốt giai đoạn này chỉ có 4 lần mức lạm phát của quý sau thấp hơn quý trước. Lạm phát kéo dài và được đánh giá là cao hơn so
với nhiều nước trong khu vực5. Lạm phát cao nên VND mất giá từ đó làm tăng giá
nhập khẩu và các chỉ số giá trong nước cũng có thể tăng nên nghiên cứu dự đoán lạm phát ở Việt Nam có tương quan cùng chiều với mức độ truyền dẫn hay hệ số tương quan là cùng chiều.
Cuối cùng chúng tôi quan sát môi trường chính sách tiền tệ của Việt Nam mà đại diện là cung tiền M2. Chúng tôi nhận thấy tốc độ tăng trưởng cung tiền M2 diễn biến có xu hướng tăng. Cung tiền tăng, chính sách vô hiệu hoá chưa thật sự hiệu quả
5
nên giá cả trong nước vẫn tăng cao, cùng với cú sốc mất giá của VND có thể dẫn đến tăng mức giá nhập khẩu và các mức giá trong nước. Điều này hàm ý rằng bất ổn của M2 có tương quan cùng chiều với độ lớn truyền dẫn.
Dấu của các hệ số tương quan thứ hạng Spearman được kỳ vọng như Bảng 4.6
Bảng 4.6 Dấu kỳ vọng hệ số tương quan thứ hạng Spearman
STT Yếu tố Ký hiệu Dấu hệ số tương quan
kỳ vọng
1 Quy mô nền kinh tế GDP +
2 Độ mở nền kinh tế Open +
3 Mức độ bất ổn tỷ giá hối đoái ERV +
4 Cú sốc dai dẳng tỷ giá hối đoái ERP +
5 Mức độ bất ổn tổng cầu ADV -
6 Tỷ lệ lạm phát Inf +
7 Mức độ bất ổn chính sách tiền tệ MPV +
Hình 4.7 Môi trường truyền dẫn truyền dẫn tỷ giá hối đoái tại Việt Nam giai đoạn 2001-2011
Nguồn: Tính toán của tác giả
Do kết quả truyền dẫn tỷ giá hối đoái và cú sốc dai dẳng của tỷ giá là kết quả ước đoán từ mô hình VAR, các yếu tố môi trường còn lại được quan sát trong giai đoạn 2001-2011. Do hai hướng trái ngược của dữ liệu, chúng tôi quyết định tính toán mối tương quan bằng cách sử dụng dữ liệu của 8 kỳ trở về trước với các yếu tố quan sát trong giai đoạn 2001-1010 và 8 kỳ trở về sau với các yếu tố có dữ liệu mô hình VAR. Riêng cú sốc dai dẳng của tỷ giá chúng tôi sử dụng dữ liệu bắt đầu từ kỳ thứ 5 để thể hiện thay đổi của tỷ giá sau 4 quý. Kết quả tính toán được trình bày trong Bảng 4.7. 70000 80000 90000 100000 110000 120000 130000 140000 150000 160000 5 10 15 20 25 30 35 GDP 0.4 0.8 1.2 1.6 2.0 2.4 5 10 15 20 25 30 35 OPEN .0000 .0002 .0004 .0006 .0008 .0010 .0012 5 10 15 20 25 30 35 ERV -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 5 10 15 20 25 30 35 ERP -.02 .00 .02 .04 .06 .08 .10 5 10 15 20 25 30 35 INF 0.98 0.99 1.00 1.01 1.02 1.03 5 10 15 20 25 30 35 MPV .0000 .0004 .0008 .0012 .0016 5 10 15 20 25 30 35 ADV
Bảng 4.7 Hệ số tương quan thứ hạng Spearman
GDP OPEN ERV ERP ADV Inf MPV
IMP 0.9523* 0.4285 0.2380 0.0238 -0.6904* 0.4285 0.5238*
PPI 0.42857 0.2142 0.1666 0.6190* -0.2142 0.4047 0.0952
CPI 0.9047* 0.6190* 0.9523* -0.1428 -0.5238* 0.3571 0.3333
Nguồn: Tính toán của tác giả
Ghi chú: * có ý nghĩa thống kế mức 1%
Theo kết quả tính toán, hệ số tương quan thứ hạng Spearman của các yếu tố đều có có dấu đúng với kỳ vọng trừ tương quan giữa cú sốc dai dẳng của tỷ giá hối đoái với mức độ truyền dẫn chỉ số giá tiêu dùng. Sự khác biệt này đã giúp chúng tôi phát hiện một điều mà chỉ có thể có ở Việt Nam. Mặc dù có sự chênh lệch giữa tỷ giá chính thức và tỷ giá tự do, nhưng nếu như NHNN có sự kiểm soát tốt trên thị trường ngoại hối và nhà nước vẫn còn kiểm soát giá một số mặt hàng chủ yếu như xăng, điện, than, thì kỳ vọng tăng giá CPI sẽ giảm. Tuy nhiên chúng tôi nhận thấy đây là yếu tố không bền vững do có sự can thiệp giá của cơ quan nhà nước vào thị trường có thể gây hiệu ứng không tốt trong dài hạn. Hơn nữa, mối tương quan này không có ý nghĩa thống kê.