4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3.2Mô hình với lãi suất cho vay
Độ trễ tối ƣu của mô hình 4 biến GDP, CPI, M2 và Lendrate đƣợc xác định là 8:
Bảng 4.7: Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình với lãi suất cho vay
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 128.2756 NA 3.63E-08 -5.780258 -5.616426 -5.719842 1 177.1779 86.43202 7.89E-09 -7.310599 -6.491436 -7.008517 2 227.3191 79.2931 1.65E-09 -8.898563 -7.42407 -8.354815 3 350.4196 171.7682 1.19E-11 -13.87998 -11.75016* -13.09457 4 376.2129 31.19182* 8.38E-12 -14.33548 -11.55033 -13.3084 5 395.2967 19.52765 8.71E-12 -14.47892 -11.03843 -13.21017 6 415.7567 17.12929 9.57E-12 -14.68636 -10.59054 -13.17595 7 452.7913 24.11555 5.87e-12* -15.66471 -10.91357 -13.91264 8 485.6723 15.29349 6.07E-12 -16.44987* -11.0434 -14.45613*
Hình 4.4: Phản ứng của GDP thực đối với lãi suất
Theo lý thuyết kinh tế cổ điển, mối quan hệ giữa lãi suất và sản lƣợng là mối quan hệ nghịch chiều, nghĩa là sự tăng lãi suất sẽ ngăn cản đầu tƣ và vì thế làm giảm sản lƣợng. Tuy nhiên, trong trƣờng hợp ở Việt Nam, trong hình 4.4 mức phản ứng của tăng trƣởng GDP đối với lãi suất gần nhƣ quanh mức 0 vì thế chƣa có bằng chứng đủ trọng lƣợng để kết luận về tác động của lãi suất lên sản lƣợng.
Hình 4.5: Phản ứng của CPI đối với lãi suất
Tƣơng tự, phản ứng của lạm phát so với sự thay đổi của lãi suất cho vay cũng dao động gần nhƣ quanh mức 0, nên dấu hiệu chƣa rõ rệt về phản ứng của CPI đối với lãi suất. Hầu hết sự thay đổi trong GDP thực và lạm phát vẫn là cú sốc của chính nó. Điều đó có thể do lãi suất ở Việt Nam đã bị kiểm soát trong một thời gian dài và không thể hoàn toàn phản ánh đƣợc cầu và cung tiền trong nền kinh tế. Vì thế, lãi suất chƣa thể coi là một công cụ chính sách tiền tệ hiệu quả của ngân hàng nhà nƣớc để can thiệp vào kinh tế vĩ mô.
Hình 4.6: Kết quả phân tích phương sai biến GDP thực (trong mô hình với lãi suất cho vay)
84 86 88 90 92 94 96 98 100 102 1 2 3 4 5 6 7 8 D(LOG(LENDRATE)) D(LOG(M2)) D(LOG(CPI)) D(LOG(GDP))
Theo kết quả phân tích phân rã phƣơng sai, khi thêm biến lãi suất cho vay vào mô hình, dƣờng nhƣ tỷ trọng các biến CPI và M2 giải thích cho sự thay đổi của GDP thay đổi không nhiều. Tại quý 8, biến CPI, M2 và Lendrate lần lƣợt đóng góp hơn 6.2%, 2.8% và 1.1% trong sự thay đổi của GDP.
4.3.3 Mô hình với tín dụng trong nước (4 biến: GDP, CPI, M2 và Credit)
Độ trễ tối ƣu của mô hình 4 biến GDP, CPI, M2 và Credit cũng đƣợc xác định là 8 quý:
Bảng 4.8: Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình với tín dụng trong nước
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 290.9923 NA 1.87E-11 -13.34848 -13.18465 -13.28806 1 355.9798 114.8616 1.93E-12 -15.62697 -14.8078 -15.32488 2 382.8696 42.52351 1.19E-12 -16.13347 -14.65898 -15.58972 3 503.3035 168.0472 9.72E-15 -20.99086 -18.86104 -20.20545 4 528.3373 30.27350* 7.09E-15 -21.41104 -18.62588 -20.38396 5 550.1553 22.32543 6.49E-15 -21.68164 -18.24116 -20.4129 6 573.9134 19.89048 6.11E-15 -22.04248 -17.94667 -20.53207 7 603.5003 19.26587 5.30E-15 -22.67443 -17.92329 -20.92236 8 657.1493 24.95302 2.09e-15* -24.42555* -19.01907* -22.43181*
Theo hình 4.7, tín dụng đã tăng nhƣng dƣờng nhƣ tốc độ tăng trƣởng GDP lại giảm, và đến quý 6 GDP mới bắt đầu phản ứng cùng chiều với sự thay đổi của tín dụng trong nƣớc. Điều này có thể xuất phát từ nguyên nhân sử dụng vốn không hiệu quả, nhƣ trƣờng hợp nguồn vốn tín dụng ngân hàng đã không đƣợc một số tổ chức kinh tế và dân cƣ sử dụng đúng mục đích sản xuất kinh doanh mà thay vào đó là đầu tƣ vào các lĩnh vực có mức độ rủi ro cao nhƣ chứng khoán hay bất động sản...Các lĩnh vực đó lại càng tăng rủi ro và thua lỗ khi nền kinh tế lại trong giai đoạn suy thoái từ năm 2008.
Thực tế chứng minh, theo báo cáo của Ngân hàng Nhà nƣớc, đến cuối tháng 8-2012, tổng phƣơng tiện thanh toán (M2) ƣớc tăng 10,37% so với cuối năm 2011. Tổng số dƣ tiền gửi của khách hàng tại các tổ chức tín dụng ƣớc tăng 11,23%. Trong khi đó, dƣ nợ tín dụng đối với nền kinh tế trong chín tháng tăng 2,35% so với cuối năm 2011. Riêng trong tháng 9, tín dụng tăng gần 1%. Ngƣợc lại, số liệu mới nhất của Tổng cục Thống kê công bố vào cuối tháng 9 cho thấy tốc độ tăng trƣởng GDP của Việt Nam trong chín tháng đầu năm 2012 là 4,73%, thấp hơn so với chỉ tiêu 5,5% mà Chính phủ đặt ra trƣớc đó cho cả năm 2012, đồng thời cũng thấp hơn mức 5,77% của năm 2011 và là một trong những mức tăng trƣởng GDP thấp nhất của Việt Nam trong vòng năm năm trở lại đây. Trong khi sản lƣợng khu vực thƣơng mại dịch vụ tăng kém, đạt 5,97%, thấp so với cùng kỳ 2011, điều đáng lƣu ý là tăng trƣởng sản lƣợng công nghiệp chỉ đạt 4,36%, thấp hơn mức tăng của GDP và giảm gần 1/2 so với mức tăng 7,8% cùng thời điểm năm trƣớc.
Mặt khác, phản ứng nghịch của GDP thực đối với tín dụng có liên quan đến GDP danh nghĩa. Khi Ngân hàng Nhà nƣớc thực hiện chính sách mở rộng tín dụng, sản lƣợng danh nghĩa sẽ phản ứng thuận theo chính sách. Đồng thời, cả lạm phát cũng tăng. Do đó, tăng trƣởng trong sản lƣợng danh nghĩa bị bù lại bởi sự tăng tỷ lệ lạm phát vì thế GDP thực giảm.
Hình 4.8: Phản ứng của CPI đối với tín dụng trong nước
Mức giá và tín dụng có mối quan hệ thuận chiều qua hơn 4 quý đầu tiên. Lạm phát tăng nhƣ là một kết quả của sự tăng trƣởng tín dụng trong nƣớc và đạt mức cao nhất tại quý 2. Nhiều nghiên cứu cho thấy rằng tín dụng đối với nền kinh tế là một biến quan trọng để làm rõ đƣợc sự dịch chuyển của lạm phát. Kết luận này phù hợp với nghiên cứu của Camen (2006) hay Lê và Pfau (2008) khi cho rằng trong các biến thì tín dụng trong nƣớc là nhân tố quan trọng để giải thích cho chỉ số CPI. Cả lạm phát và sản lƣợng phản ứng một cách nhanh chóng đối với cú sốc tăng tín dụng, cho thấy rằng đây là một công cụ chính sách tiền tệ ngắn hạn.
Hình 4.9: Kết quả phân tích phương sai biến GDP thực (trong mô hình với tín dụng trong nước)
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 100 102 1 2 3 4 5 6 7 8 D(LOG(CREDIT)) D(LOG(M2)) D(LOG(CPI)) D(LOG(GDP))
Hình 4.9 cho thấy khi thêm biến tín dụng trong nƣớc vào mô hình cơ bản, mối quan hệ giữa sản lƣợng và M2 cũng nhƣ lạm phát và M2 bị làm cho yếu đi. Tiền rộng chỉ giải thích một phần nhỏ trong phân tích phƣơng sai của GDP thực và CPI. Kết quả này tƣơng tự kết luận trong nghiên cứu của Kim Thu Hoàng (2011).
4.3.4 Mô hình với tỷ giá hối đoái (4 biến: GDP, CPI, M2 và Exrate)
Mô hình 4 biến GDP, CPI, M2 và Exrate cũng có độ trễ tối ƣu đƣợc xác định là 8.
Bảng 4.9: Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình với tỷ giá hối đoái
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 313.756 NA 6.50E-12 -14.40726 -14.24343 -14.34684 1 366.1564 92.61464 1.20E-12 -16.1003 -15.28114 -15.79822 2 417.1703 80.67303 2.41E-13 -17.72885 -16.25436 -17.1851 3 541.2755 173.1701 1.66E-15 -22.757 -20.62718 -21.97159 4 568.0531 32.38225 1.12E-15 -23.25828 -20.47313 -22.2312 5 588.5122 20.93486 1.09E-15 -23.46568 -20.0252 -22.19694 6 614.2558 21.55283 9.36E-16 -23.91888 -19.82306 -22.40847 7 663.3304 31.95553* 3.28E-16 -25.45723 -20.70608 -23.70515 8 702.8564 18.38421 2.49e-16* -26.55146* -21.14499* -24.55772*
Tƣơng tự các mô hình trên, đồ thị Impulse Response Function đƣợc áp dụng để phân tích phản ứng của biến phụ thuộc trƣớc sự thay đổi của biến độc lập. Hình 4.10 và 4.11 cho thấy tác động của tỷ giá hối đoái đến GDP thực và CPI còn khá khiêm tốn.
Hình 4.10: Phản ứng của GDP thực đối với tỷ giá hối đoái
Hình 4.11: Phản ứng của CPI đối với tỷ giá hối đoái
Sự thay đổi của tỉ giá cũng có những chiều hƣớng tác động trái chiều nhau và ở những độ trễ khác nhau đối với lạm phát. Sự mất giá của đồng nội tệ so với đồng USD làm giá hàng nhập khẩu đắt hơn và làm tăng lạm phát trong nƣớc, phản ánh ở thay đổi cùng chiều của CPI trƣớc cú shock tỷ giá trong hơn 2 quý. Tuy nhiên, qua quý 3, CPI lại phản ứng trái chiều với sự thay đổi của tỷ giá có thể do đồng tiền của các nƣớc mà Việt Nam nhập khẩu mất giá nhiều hơn so với đồng USD nên mối quan hệ trên có chiều ngƣợc lại.
Hình 4.12: Kết quả phân tích phương sai biến GDP thực (trong mô hình với tỷ giá hối đoái)
Theo phân tích phƣơng sai ở hình 4.12, tỷ giá chỉ chiếm khoảng 1.2% sự tăng sản lƣợng, cho thấy rằng kênh tỷ giá đã đƣợc ngân hàng nhà nƣớc sử dụng nhƣ là một công cụ tiền tệ để kích thích tăng trƣởng kinh tế nhƣng nó không đạt hiệu quả. Tỷ lệ đóng góp của tỷ giá hối đoái để giải thích cho sự tăng trƣởng sản lƣợng vẫn nhỏ khi so sánh với các nhân tố khác.
5. KẾT LUẬN
5.1 Tổng kết kết quả nghiên cứu
Trong luận văn này, tác giả tập trung khảo sát mối quan hệ giữa sản lƣợng và chính sách tiền tệ để làm rõ tác động của từng công cụ của chính sách tác động lên GDP thực. Trƣớc tiên, các kết quả kiểm định đã cho thấy chính giá trị sản lƣợng và lạm phát trong quá khứ đóng góp lớn nhất vào sự thay đổi hiện tại của chính nó. Có nghĩa là nếu giá trị hiện tại của sản lƣợng cao, thì có thể mong đợi rằng giá trị sản lƣợng trong tƣơng lai cũng sẽ cao. Vấn đề này có thể đƣợc giải thích dựa theo chu kỳ kinh tế gồm các giai đoạn hƣng thịnh và thoái trào và mỗi giai đoạn kéo dài vài năm, vì thế sản lƣợng quá khứ có thể đƣợc sử dụng để dự báo cho tƣơng lai. Ngoài ra, phản ứng chậm chạp của chính sách tiền tệ cũng làm giảm bớt độ nhạy của chính sách đối với sự thay đổi của môi trƣờng kinh tế vĩ mô, nên tỷ lệ lạm phát thƣờng cao trong một thời gian trƣớc khi đƣợc kiểm soát bởi Ngân hàng Nhà nƣớc.
84 86 88 90 92 94 96 98 100 102 1 2 3 4 5 6 7 8 D(LOG(EXRATE)) D(LOG(M2)) D(LOG(CPI)) D(LOG(GDP))
Tiếp theo, kênh tín dụng trong nƣớc chiếm phần ảnh hƣởng lớn nhất đối với tăng trƣởng kinh tế khi so sánh với các công cụ chính sách tiền tệ khác tại Việt Nam. Tuy nhiên, phản ứng của nền kinh tế đối với sự thay đổi tín dụng trong nƣớc không đƣợc nhƣ mong đợi bởi vì nó bị bóp méo bởi tỷ lệ lạm phát cao. Hơn nữa, sự phản ứng nghịch của GDP thực đối với tín dụng trong nƣớc xuất phát từ tính không hiệu quả trong việc phân bổ tín dụng và đầu tƣ. Các công ty thuộc sở hữu nhà nƣớc thƣờng đƣợc ƣu tiên trong việc tiếp cận nguồn tín dụng nhƣng hiệu quả sử dụng vốn lại rất thấp. Ví dụ nhƣ Tập đoàn điện lực Việt Nam (EVN) từ năm 2008 – 2010 liên tục thua lỗ: năm 2008 lợi nhuận đạt đƣợc 93,8 tỷ đồng, nhƣng đến năm 2009 giảm còn 8,3 tỷ đồng, riêng trong năm 2010 công ty này lỗ trên 1.000 tỷ đồng. Trƣớc đó là vụ đỗ vỡ của Vinashin với 86.000 tỷ đồng nợ phải trả. Sau nữa là Vinalines nợ hơn 43.000 tỉ đồng. Hệ quả dẫn đến là nhiều Tập đoàn bị ảnh hƣởng nghiêm trọng, hệ số tín nhiệm của Việt Nam bị xuống hạng.
Nghiên cứu cũng cho thấy cả lạm phát và sản lƣợng phản ứng rất ít đối với sự biến động lãi suất. Nhƣ vậy, công cụ lãi suất đã không đƣợc sử dụng một cách có hiệu quả. Sự kiểm soát chặt chẽ của ngân hàng nhà nƣớc là nguyên nhân chính dẫn đến tình trạng này. Nếu lãi suất đƣợc tự do hóa hơn thì nó có thể phản ánh đƣợc cung và cầu tiền trên thị trƣờng tốt hơn.
Cả sản lƣợng và lạm phát cũng phản ứng một cách chậm chạp đối với tỷ giá hối đoái. Thêm vào đó, chính sách tỷ giá không tạo ra bất kỳ tác động đáng kể nào lên các biến kinh tế vĩ mô. Điều đó có thể là do tỷ giá hối đoái tại Việt Nam vẫn chƣa đủ linh hoạt để tự nó điều chỉnh theo thay đổi của sản lƣợng. Theo Ghosh (1996), thả nổi tỷ giá hối đoái sẽ mang lại tỷ lệ tăng trƣởng cao hơn, rõ ràng đối với một nền kinh tế nhỏ và mở nhƣ Việt Nam, mở rộng biên độ giao dịchcho tỷ giá chính thức là điều thích hợp. Nhƣ đã đề cập ở phần đầu, theo quan điểm của Radzyner và Riesinger (1997), một tỷ giá hối
đoái cố định hoặc biến động với các biên độ hẹp sẽ làm giảm hiệu quả khi sử dụng công cụ tỷ giá hối đoái, đồng thời Ngân hàng Trung ƣơng nên đƣợc độc lập với Chính phủ trong việc thực thi chính sách tiền tệ.
5.2 Đóng góp của nghiên cứu
Các nghiên cứu về chính sách tiền tệ tại Việt Nam nhƣ nghiên cứu của Camen (2006) về các nhân tố bên ngoài và nhân tố chính sách lên biến động trong lạm phát, hoặc nghiên cứu của Lê Anh Tú Packard (2007) về mục tiêu của chính sách tiền tệ nên nhắm vào lạm phát hay tỷ giá hối đoái. Cũng có rất một vài nghiên cứu khác tập trung cụ thể vào các thay đổi trong sản lƣợng do tỷ giá hối đoái. Tuy nhiên, tất cả các nghiên cứu đó đều không chỉ ra một các rõ ràng và trực tiếp đƣợc chiều hƣớng thay đổi của GDP thực tại Việt Nam trƣớc các cú sốc chính sách tiền tệ. Trong nghiên cứu của Lê và Pfau (2008) về cơ chế truyền dẫn tiền tệ, mối quan hệ giữa sản lƣợng và các công cụ chính sách tiền tệ đã đƣợc làm rõ, nhƣng vì thiếu dữ liệu GDP thực hàng quý, các tác giả đã sử dụng chỉ số sản lƣợng công nghiệp nhƣ là một đại diện cho GDP, điều đó có thể ảnh hƣởng đến các kết quả. Hơn nữa, các nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ năm 1996 đến năm 2005, nên chƣa bao quát đƣợc hết các thay đổi quan trọng trong chính sách của Ngân hàng Nhà nƣớc Việt Nam trong suốt những năm 2008 và 2009, thời gian bắt đầu xảy ra cuộc khủng hoảng tài chính hiện nay.
Điểm đóng góp trƣớc tiên của luận văn chính là dữ liệu đƣợc lấy theo quý và cập nhật đến Quý 2/2012. Đồng thời, luận văn đã kế thừa các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây, xây dựng các mô hình, kiểm định tính dừng, kiểm định đồng liên kết Johansen, phân tích hàm phản ứng và phân rã phƣơng sai; qua đó nhận định tác động của chính sách tiền tệ đối với tăng trƣởng kinh tế tại Việt Nam và xác định đƣợc hiện nay kênh tín dụng trong nƣớc chiếm phần
ảnh hƣởng lớn nhất đối với tăng trƣởng kinh tế tại Việt Nam. Vì thế, đề tài nghiên cứu của luận văn có ý nghĩa thực tiễn và thích hợp cho tình hình trong nƣớc, góp thêm một cách nhìn cụ thể hơn trong điều hành chính sách vĩ mô tại Việt Nam.
5.3 Hạn chế của nghiên cứu
Hạn chế đầu tiên của luận văn chính là số lƣợng quan sát chỉ tƣơng đối, không lớn, vì thiếu dữ liệu quá khứ. Dữ liệu trong luận văn từ năm 1999 đến nửa đầu 2012. Mặc khác, do dữ liệu chuỗi thời gian chỉ tính theo quý chứ không phải theo tháng nên có thể làm ảnh hƣởng đến độ chính xác của kết quả chạy mô hình, đặc biệt là về độ trễ tác động của các cú sốc. Nghiên cứu sâu hơn có thể thực hiện với khoảng thời gian lâu hơn nếu dữ liệu đƣợc tìm thấy đầy đủ. Với những dữ liệu hỗ trợ, nhiều độ trễ có thể đƣợc áp dụng để có một cái nhìn rõ ràng hơn về cách sản lƣợng và lạm phát phản ứng với cú sốc