Kết quả hồi quy cho các nước ASEAN+6

4. Kết quả nghiên cứu

4.2. Kết quả hồi quy cho các nước ASEAN+6

Bảng 4 trình bày kết quả hồi quy mối quan hệ giữa mức độ đô la hoá với các nhóm biến lạm phát, nhóm biến nợ công, nhóm biến thể chế và các nhóm biến vĩ mô khác đối với các nước ASEAN + 6 giai đoạn từ năm 2000 đến năm 2013 bằng phương pháp hồi quy GMM sai phân một bước. Biến trễ của biến đô la hoá tài chính có ý nghĩa thống kê ở mức 1% với hệ số 0. 479, giải thích được tình trạng đô la hoá dai dẳng ở các quốc gia ASEAN + 6 trong mẫu nghiên cứu, tương tự với kết quả nghiên cứu của Rennhack và Nozaki (2006) và Fabrico A.C Vieira, Marcio Holland và Marco F. Resende (2012). Các biến khác có ý nghĩa thống kê trong mô hình (5) là lạm phát hiện tại, biến động lạm phát hiện tại, biến động lạm phát trễ một kỳ, tăng trưởng tốc độ lạm phát hiện tại, quy định pháp luật, tỷ lệ nợ công/GDP trễ một kỳ, thu nhập bình quân đầu người, mở cửa tài chính và biến giả tỷ giá.

Đối với các biến thuộc nhóm biến lạm phát, kết quả của bài nghiên cứu cho thấy một mối quan hệ dương giữa đô la hoá tài chính và lạm phát hiện tại với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này chấp nhận giả thuyết H1 và củng cố thêm cho các lý thuyết, nghiên cứu thực nghiệm trước đây về tác động của lạm phát đối với mức độ đô la hoá. Ở các quốc gia có tỷ lệ lạm phát cao, người dân có xu hướng nắm giữ các tài sản được định danh bằng ngoại tệ thay vì nội tệ nhằm tạo ra một cơ chế bảo vệ, phòng ngừa cho chính họ trước sự mất giá của đồng tiền quốc gia. Ngược lại, biến mức độ biến động lạm phát ở hiện tại và trễ một kỳ đều cho thấy một sự tương quan âm với biến đô la hoá tài chính ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này trái với kỳ vọng dấu ở phần 3, tuy nhiên có thể được giải thích bởi các biến vĩ mô khác có liên quan. Đối với một nền kinh tế có mức độ biến động lạm phát cao, để bảo đảm niềm tin của công chúng, chính phủ quốc gia đó phải tiến hành giảm bớt tỷ lệ nợ công/GDP cũng như cải thiện thể chế quốc gia nhằm níu giữ lòng tin của cư dân và khẳng định về việc ổn định kinh tế trong tương lai. Do đó, người dân sẽ an tâm hơn khi nắm giữ tài sản được định danh bằng nội tệ, làm giảm tỷ lệ đô la hoá của quốc gia.

Bảng 4. Kết quả hồi quy GMM sai phân một bước cho ASEAN + 6 Dollar Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf.]

Dollarization Lag 1 0.478929*** 0.081121 5.9 0 0.318441 0.639418 INF 0.251066** 0.114284 2.2 0.03 0.024969 0.477163 INF Lag 1 0.178746 0.112952 1.58 0.116 -0.04472 0.402208 INFvolatility -0.11107*** 0.030232 -3.67 0 -0.17088 -0.05126 INFvolatility Lag 1 -0.07229*** 0.022234 -3.25 0.001 -0.11628 -0.02831 IN Facceleration -0.00062** 0.000261 -2.37 0.019 -0.00113 -0.0001 IN Facceleration Lag 1 -0.00028 0.000271 -1.04 0.3 -0.00082 0.000254 MVP 0.019603 0.026007 0.75 0.452 -0.03185 0.071055 MVP Lag 1 -0.00236 0.026395 -0.09 0.929 -0.05458 0.049858 Rule of Law -0.125** 0.057087 -2.19 0.03 -0.23794 -0.01206

Rule of Law Lag 1 0.063988 0.056483 1.13 0.259 -0.04776 0.175732

PublicdebtGDP -0.16792 0.111107 -1.51 0.133 -0.38773 0.051896 PublicdebtGDP Lag 1 0.185037* 0.107093 1.73 0.086 -0.02683 0.396908 Debt_Grade Lag 1 0.009017 0.052633 0.17 0.864 -0.09511 0.113144 LNPerCapital -0.06126* 0.034781 -1.76 0.081 -0.13007 0.007545 Kaopen 0.022967** 0.011278 2.04 0.044 0.000655 0.045278 I_grade 0.069339 0.042489 1.63 0.105 -0.01472 0.153399 Debt_Grade 0.085556 0.098903 0.87 0.389 -0.11011 0.281224 FXregimedummy -0.05609** 0.026716 -2.1 0.038 -0.10895 -0.00324 Countrysize 0.062406 0.0487 1.28 0.202 -0.03394 0.158754 Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy GMM sai phân một bước. Kiểm định Sargan không bác bỏ giả thiết biến nội sinh lấy giá trị trễ có giá trị như biến công cụ. Kiểm định Arellano-Bond cho thấy rằng hông có tương quan bậc 2 của phần dư sai phân bậc nhất. Biến giả thời gian được sử dụng. *, ** và *** biểu thị cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

Hệ số của biến tốc độ tăng trưởng lạm phát mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kết quả của biến này được giải thích tương tự như kết quả của biến biến động lạm phát. Biến còn lại trong nhóm biến lạm phát là biến MVP, dù hệ số không có ý nghĩa thống kê nhưng dấu của nó đúng với kỳ vọng dấu ở phần 3. MVP bao hàm cả biến động của lạm phát và biến động của tỷ giá, đo lường tỷ trọng tài sản được định danh bằng đô la trong danh mục đầu tư tối ưu, tỷ trọng này càng cao thì mức đô la hoá càng lớn. Do đó theo các bài nghiên cứu thực nghiệm trước, tỷ trọng của đồng đô la Mỹ trong các danh mục phương sai tối thiểu trong thời gian t khá gần với tỷ lệ đô la hoá tiền gửi trong khoảng thời gian t tương ứng.

Đối với các biến thuộc nhóm biến nợ công, chỉ có biến tỷ lệ nợ công/GDP trễ một kỳ là có ý nghĩa thống kê ở mức 10% và hệ số mang dấu dương. Kết quả này phù hợp với các kết

quả nghiên cứu trước đây của Fabrico A.C Vieira, Marcio Holland và Marco F. Resende (2012) và cho thấy tình trạng dai dẳng của đô la hóa tài chính. Mức nợ công cao trong quá khứ, khiến người dân mất niềm tin vào khả năng trả nợ của chính phủ cũng như những rủi ro vỡ nợ có thể xảy ra trong tương lai, khiến cho họ có xu hướng nắm giữ nhiều hơn tài sản bằng ngoại tệ và đẩy tỷ lệ đô la hóa trong nước tăng cao. Dấu của hệ số tỷ lệ nợ công/GDP hiện tại mang dấu âm cho thấy rằng một sự cải thiện của chính phủ trong thể chế quốc gia và chính sách cải thiện lạm phát để hạn chế ảnh hưởng của nợ công cao trong quá khứ, làm tỷ lệ đô la hóa giảm xuống. Tuy nhiên hệ số của biến này không có ý nghĩa thống kê. Giá trị tuyệt đối của hệ số biến nợ công trễ một kỳ cao hơn hệ số biến nợ công hiện tại cho thấy mức độ tác động cao hơn của tỷ lệ nợ công trong quá khứ đến tình trạng đô la hóa. Các biến còn lại thuộc nhóm này là biến điểm xếp hạng đầu tư và biến tương tác giữa nợ công và điểm xếp hạng đầu tư đều không có ý nghĩa thống kê và có hệ số dương. Như vậy, dấu của biến IGrade trái với kỳ vọng dấu đã thảo luận ở phần 3. Nguyên nhân của điều này có thể được giải thích là bởi vì các nước được xếp hạng là quốc gia đầu tư nên thu hút được lượng vốn ngoại lớn hơn vào đầu tư, do đó các khoản tiền gửi, các khoản vay và các giao dịch bằng đồng đô la tăng lên, do đó làm tăng mức độ đô la hóa của quốc gia.

Nhóm biến thể chế được đại diện bởi biến quy định của pháp luật vì chúng có mối tương quan cao với nhau. Kết quả cho thấy rằng hệ số của biến này ở hiện tại có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và mang dấu âm. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng dấu và kết quả nghiên cứu của Honig (2009). Theo đó, một sự cải thiện niềm tin đối với các quy định của xã hội sẽ tạo ra một mức đô la hóa tài chính thấp hơn ở các nền kinh tế được nghiên cứu ngay trong thời kỳ đáng xét. Honig (2009) cho rằng việc cải thiện chất lượng chính phủ làm giảm đô la hóa tài chính bởi vì thể chế tốt hơn tạo ra việc thông qua các chính sách tiền tệ và tài khóa hợp lý. Một sự cải thiện như vậy sẽ tạo cho các tác nhân trong nền kinh tế tin rằng lạm phát sẽ duy trì ở mức thấp trong tương lai, cũng như làm giảm nhu cầu bảo vệ tài sản ròng của họ thông qua đô la hóa tài chính (mua tài sản bằng ngoại tệ).

Để làm rõ hơn về tác động của nhóm biến thể chế, Bảng 5 loại bỏ nhóm biến lạm phát và nhóm biến vĩ mô khác và lần lượt thêm vào mô hình các biến trong nhóm biến thể chế cũng như bổ sung lần lượt 2 biến kiểm soát là quy mô quốc gia và lãi suất thị trường Mỹ. Mô

hình (1) và (2) sẽ kiểm định tác động của biến quy định pháp luật đối với mức độ đô la hóa tài chính với từng biến kiểm soát nêu trên. Kết quả ở mô hình (1) cho thấy tình trạng đô la hóa được giải thích mạnh bởi biến trễ của nó với mức ý nghĩa thống kê 1% và hệ số là 0.59. Các biến nợ công/GDP trễ một kỳ và hiện tại đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5%, đồng thời đều mang dấu dương, phù hợp với kỳ vọng dấu và giải thích được tình trạng dai dẳng của đô la hóa theo thời gian. Biến quy định của pháp luật cũng có ý nghĩa thống kê và hệ số mang dấu âm tương tự kết quả hồi quy ở Bảng 4. Biến tương tác giữa nợ công và điểm xếp hạng đầu tư và biến quy mô quốc gia không có ý nghĩa thống kê. Ở mô hình (2) của bảng 2, biến lãi suất Mỹ mặc dù không có ý nghĩa thống kê tương tự biến Quy mô quốc gia ở mô hình (1) nhưng mô hình (2) cho kết quả tốt hơn mô hình (1) do biến lãi suất Mỹ có khả năng nắm bắt được những thay đổi trong điều kiện thanh khoản quốc tế. Một lần nữa, biến đô la hóa lại được giải thích bởi chính độ trễ của nó ở mức ý nghĩa 1% và hệ số là 0.578, cho thấy sự tồn tại dai dẳng của đô la hóa theo thời gian. Các biến quy định của pháp luật hiện tại và nợ công/GDP trễ một kỳ (hệ số là 0.2269) đều có ý nghĩa thống kê và dấu đúng như kỳ vọng và kết quả của Bảng 4. Như vậy khi có một sự gia tăng 50% trong tỷ lệ nợ công so với GDP thì trung bình nó sẽ gây ra một sự gia tăng dài hạn 11% trong đô la hóa tài chính. Sự gia tăng tỷ lệ nợ trên GDP phải mất một thời gian để làm gia tăng tình trạng đô la hóa tài chính, có thể vì sự kỳ vọng của nhà đầu tư đối với việc thất bại của chính phủ trong việc cam kết thanh toán của mình phải mất thời gian để thực hiện được. Khi tỷ lệ nợ trên GDP tăng lên, phải có một khoảng thời gian giữa ngày gia tăng này và ngày mà những tác nhân kinh tế kỳ vọng về việc vỡ nợ của chính phủ có thể xảy ra, mà khoảng thời gian này cung cấp cho các nhà đầu tư một thời gian để tìm kiếm các cơ chế bảo vệ tài sản của họ, dẫn đến việc tăng đô la hóa trong nền kinh tế.

Dựa trên mô hình (2), Bảng 5 lần lượt thay thế biến quy định pháp luật và độ trễ của nó bằng các biến kiểm soát tham nhũng, chất lượng điều hành, hiệu quả chính phủ, ổn định chính trị, tiếng nói và trách nhiệm giải trình vào các mô hình (3), (4), (5), (6), (7). Ở 5 mô hình của Bảng 5 này, biến đô la hóa đều được giải thích mạnh bởi biến trễ một kỳ của nó ở mức ý nghĩa 1% và hệ số dao động từ 0.46 đến 0.60. Các biến tỷ lệ nợ công trên GDP trễ một kỳ đều có ý nghĩa thống kê và hệ số đúng như kỳ vọng dấu, trừ trường hợp áp dụng cho mô hình có biến ổn định chính trị là không có ý nghĩa thống kê. Tất cả các biến thể chế

đều có mối tương quan âm với mức độ đô la hóa, kể cả ở độ trễ một kỳ. Trong đó, biến kiểm soát tham nhũng có ý nghĩa ở mức 1% và biến tiếng nói và trách nhiệm giải trình trễ một kỳ có mức ý nghĩa 10%. Biến kiểm soát tham nhũng cho thấy khả năng kiểm soát các hoạt động sử dụng các nguồn lực công cộng để dùng cho mục đích cá nhân, bao gồm cả hình thức nhỏ và lớn của tham nhũng cũng như việc nắm giữ quyền lực vì mục đích cá nhân. Việc kiểm soát được hoạt động này sẽ làm cho thể chế quốc gia được cải thiện, khả năng ngăn chặn các chính sách không hợp lý nhằm mục đích tư lợi cá nhân được tăng lên, củng cố niềm tin vào chính phủ sẽ khiến cho người dân tăng nắm giữ tài sản được định danh bằng nội tệ. Biến tiếng nói và trách nhiệm giải trình trễ một kỳ mặc dù có ý nghĩa thống kê thấp nhưng cũng có thấy một mối quan hệ âm giữa nó và mức độ đô la hóa tài chính. Biến này nắm bắt được mức độ nhận thức mà theo đó công dân của một quốc gia tham gia vào sự lựa chọn của chính phủ của họ, cũng như tự do ngôn luận và đoàn hội, và sự hiện diện của tự do truyền thông. Kết quả này thống nhất với các bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy bởi Fabrico A.C Vieira, Marcio Holland và Marco F. Resende (2012), Weymouth (2011) mà theo các ông cho rằng sự hiện diện của những người có quyền phủ quyết (tập thể với quyền phủ quyết trong các tiến trình chính trị và những người hành động chiến lược để bảo vệ lợi ích của họ) cải thiện quyền sở hữu của nhà đầu tư liên quan đến giá trị của đồng nội tệ. Sử dụng các khái niệm về những người có quyền phủ quyết có nguồn gốc từ Tsebelis (2002), Weymouth (2011) cho rằng sự hiện diện của những người này trong xã hội hạn chế các chính sách cơ hội của chính phủ, vì nó đòi hỏi sự đồng thuận của nhiều người có quyền phủ quyết đại diện lợi ích khác nhau. Do đó, những người có quyền phủ quyết hạn chế khả năng của các nhà làm chính sách để áp dụng chính sách dẫn đến mất giá của đồng nội tệ hay lạm phát, qua đó nâng cao quyền sở hữu của chủ sở hữu tài sản trong nước. Vì vậy, đô la hóa tài chính là kết quả của các nhà đầu tư thiếu niềm tin vào quyền sở hữu của họ, mà điều này xảy ra khi có ít người có quyền phủ quyết. Cần lưu ý là dựa theo kết quả này, có thể thấy phải mất một khoảng thời gian để việc tăng cường sự hiện diện những người có quyền phủ quyết ở các nước ASEAN + 6 phát huy tác dụng của nó. Điều này có thể là do vai trò của những người có quyền phủ quyết ở các nước trên chưa thực sự được chú trọng như các nước Châu Âu hay Mỹ.

Đối với nhóm các biến vĩ mô khác, ở Bảng 4 cho thấy biến thu nhập bình quân đầu người, độ mở tài chính và chế độ tỷ giá có ý nghĩa thống kê ở mức 10% và 5%. Biến thu nhập bình quân đầu người đại diện cho sự phát triển tài chính quốc gia và có hệ số âm, phù hợp với kỳ vọng dấu đã nêu ở phần 3. Một quốc gia có hệ thống tài chính phát triển, có độ sâu tài chính sẽ tạo niềm tin cho các nhà đầu tư nắm giữ các tài sản được định danh bằng nội tệ, do đó làm giảm tình trạng đô la hóa trong nền kinh tế. Biến độ mở tài chính đại diện cho mức độ mở cửa cho các giao dịch tài khoản vốn của quốc gia, có kết quả hồi quy mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể được hiểu rằng, khi một quốc gia thâm nhập sâu vào thị trường vốn toàn cầu, khả năng tiếp cận các khoản tiền gửi, tiền vay và giao dịch bằng ngoại tệ càng lớn, do đó làm tăng tỷ lệ đô la trong nền kinh tế. Cuối cùng, biến chế độ tỷ giá cũng cho thấy một mối tương quan âm với mức độ đô la hóa, nghĩa là các quốc gia có tỷ lệ hối đoái càng cố định thì mức độ đô la hóa càng giảm. Kết quả này phù hợp với với những nghiên cứu trước đây của Arteta (2003) và Weymouth (2011) với việc cho rằng mức tiền gửi bằng đô la sẽ cao hơn dưới chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn, bởi vì chế độ ít linh hoạt có một cơ chế cam kết về tiền tệ mà cam kết này làm giảm việc phòng ngừa rủi