4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. Tác động của hội nhập tài chính, chế độ tỷ giá và dự trữ ngoại hối lên độc lập
lên độc lập tiền tệ ở Việt Nam
Taguchi (2011) đề xuất tính toán mức độ độc lập tiền tệ của một quốc gia theo độ nhạy cảm của lãi suất trong nước so với lãi suất nước ngoài theo phương trình (1). Để ước lượng được các hệ số α, β, γ, δ trong phương trình (1), chúng ta cần hồi quy mô hình sai phân (3) để loại bỏ hiện tượng chuỗi không dừng. Tuy nhiên mô hình (3) vi phạm giả thiết nội sinh của phương pháp ước lượng OLS và xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến giải thích nên chúng tôi, như theo đề xuất của Taguchi (2011), sử dụng phương pháp ước lượng biến công cụ GMM để thu được các ước lượng vững và không chệch.
Tuy nhiên, biến RGF của Việt Nam chỉ có giá trị là 0 trong suốt giai đoạn nghiên cứu nên không được đưa vào mô hình (3). Khi đó, mô hình mới sẽ được viết lại thành:
∆𝐷𝐼𝑅 = 𝛼. ∆𝑈𝐼𝑅 + 𝛽. ∆ 𝐹𝑁𝐼 ∗ 𝑈𝐼𝑅 + 𝛾. ∆ 𝑅𝐸𝑆 ∗ 𝑈𝐼𝑅 + 𝜖 (6)
Như đã trình bày, chúng tôi sử dụng phương pháp ước lượng GMM đã giới thiệu ở phần phương pháp để hồi quy mô hình (6). Các biến công cụ được sử dụng là
các biến UIR, FNI, RES với các độ trễ thích hợp. Kết quả của mô hình được trình bày phụ lục 3 của bài.
Kết quả hồi quy của mô hình khá phù hợp với nghiên cứu mới nhất của Taguchi (2011). Tuy nhiên, bởi vì chế độ tỷ giá của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu chỉ có một giá trị là tỷ giá cố định (theo phân loại của cả IMF lẫn Reinhart và Ilzetzki) nên mô hình (6) không thể phản ánh tác động của chế độ tỷ giá lên độ nhạy cảm của lãi suất (độc lập tiền tệ). Mô hình (6) chưa thực sự phù hợp vì một số lý do dưới đây. Thứ nhất, theo Taguchi (2011) chế độ tỷ giá có tác động đáng kế đến mức độ độc lập tiền tệ. Taguchi chỉ ra rằng các nước theo chế độ tỷ giá linh hoạt thì độ nhạy cảm lãi suất thấp hơn đồng nghĩa với mức độ độc lập cao hơn các nước theo chế độ tỷ giá cố định (hệ số ước lượng của biến RGF là -0.57, phù hợp ở mức ý nghĩa 1%). Thứ hai, mặc dù chế độ tỷ giá của Việt Nam là cố định nhưng điều này không có nghĩa là tỷ giá không biến động, thực tế là biến động khá nhiều, sự biến động đó có thể sẽ có ảnh hưởng lên mức độ độc lập tiền tệ. Bởi vậy việc đưa thêm một biến thể hiện sự biến động của tỷ giá vào mô hình (6) là cần thiết và phù hợp. Trong bài này chúng tôi sử dụng chỉ số độ ổn định tỷ giá (ERS) được Chinn, Ito và Aizenman (2008) sử dụng như một chỉ số của bộ ba bất khả thi. Biến ERS này thực sự thích hợp trong việc thể hiện độ biến động tỷ giá vì nó được tính bằng độ lệch chuẩn của tỷ giá danh nghĩa VND/USD hàng tháng (xem thêm bài nghiên cứu 2011 của chúng tôi)3.
Khi đó độ nhạy cảm lãi suất sẽ được tính lại theo phương trình
𝜕(𝐷𝐼𝑅)
𝜕(𝑈𝐼𝑅) = 𝛼 + 𝛽. 𝐹𝑁𝐼 + 𝛾. 𝐸𝑅𝑆 + 𝛿. 𝑅𝐸𝑆 (1’)
và mô hình sai phân dùng để ước lượng các hệ số α, β, γ, δ được viết lại thành:
∆𝐷𝐼𝑅 = 𝛼. ∆𝑈𝐼𝑅 + 𝛽. ∆ 𝐹𝑁𝐼 ∗ 𝑈𝐼𝑅 + 𝛾. ∆ 𝐸𝑅𝑆 ∗ 𝑈𝐼𝑅 + 𝛿. ∆ 𝑅𝐸𝑆 ∗ 𝑈𝐼𝑅 + 𝜖 (7)
3 Số liệu ERS cũng được tính toán theo dữ liệu hằng năm, do đó chúng tôi đã tiến hành nội suy theo phương pháp Linear-match last – phương pháp nội suy thường được IMF dùng – để có được số liệu theo quý
Kết quả ước lượng mô hình (7) bằng phương pháp GMM được trình bày trong bảng 4.2 dưới đây.
Bảng 4.2 Kết quả hồi quy bằng mô hình (7) bằng phương pháp GMM
Dependent Variable: D(DIR)
Method: Generalized Method of Moments Date: 03/24/12 Time: 18:07
Sample (adjusted): 1996Q4 2010Q4
Included observations: 57 after adjustments Linear estimation with 1 weight update
Estimation weighting matrix: HAC (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000)
Standard errors & covariance computed using estimation weighting matrix
Instrument specification: C D(UIR) D(UIR*FNI) D(UIR*RES) UIR UIR(-1) UIR(-2) UIR(-3) FNI FNI(-1) FNI(-2) FNI(-3) RES RES(-1) RES(-2) RES(-3) ERS ERS(-1) ERS(-2) ERS(-3)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(UIR) -0.680980 0.045410 -14.99614 0.0000
D(FNI*UIR) 7.799641 0.499204 15.62417 0.0000
D(ERS*UIR) 0.146161 0.062910 2.323338 0.0240
D(RES*UIR) -0.871417 0.080042 -10.88701 0.0000
R-squared 0.856417 Mean dependent var -0.007230
Adjusted R-squared 0.848290 S.D. dependent var 0.241546
S.E. of regression 0.094082 Sum squared resid 0.469126
Durbin-Watson stat 2.527635 J-statistic 10.45803
Instrument Summary Equation: EQ0301
Number of instruments specified: 20 Instrument specification:
C D(UIR) D(UIR*FNI) D(UIR*RES) UIR UIR(-1) UIR(-2) UIR(-3) FNI FNI(-1) FNI(-2) FNI(-3) RES RES(-1) RES(-2) RES(-3) ERS ERS(-1) ERS(-2) ERS(-3) Instruments used (19):
C D(UIR) D(UIR*FNI) D(UIR*RES) UIR UIR(-2) UIR(-3) FNI FNI(-1) FNI(-2) FNI(-3) RES RES(-1) RES(-2) RES(-3) ERS ERS(-1) ERS(-2) ERS(-3)
Instruments dropped (1): UIR(-1)
Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu bằng phần mềm Eviews 7
Bảng 4.2 ngoài trình bày các hệ số ước lượng, sẽ được thảo luận ngay dưới đây, còn trình bày tóm tắt tình hình sử dụng các biến công cụ và kiểm định Sargent nhằm xem xét sự phù hợp của mô hình. Mô hình đã sử dụng 19 trong tổng 20 biến công cụ đưa vào, biến UIR ở độ trễ 1 không được sử dụng vì đa cộng tuyến với các biến khác. Kiểm định Sargent tính toán thống kê J ở khoảng 10.45. Sử dụng phân phối Chi bình phương, phần mềm cũng đã tính toán mức p – value tương ứng là 79% - không thể bác bỏ giả thiết H0 ngay cả với mức ý nghĩa 10% - chứng tỏ sự phù hợp của mô hình.
Tương tự như mô hình (6), kết quả mô hình (7) cũng phù hợp với nghiên cứu mới nhất của Taguchi. Mức độ giải thích của mô hình (7) tăng so với (6) (tăng từ 83% lên 86%) cho thấy vai trò của mức độ biến động tỷ giá lên mức độ hội nhập tài chính ở Việt Nam là rất rõ ràng. Các hệ số ước lượng được trong mô hình (7) cũng chính là các hệ số trong phương trình (1’), chúng ta sẽ dùng hệ số ước lượng này để tính toán mức
độ nhạy cảm lãi suất của Việt Nam giai đoạn 1996 - 2010. Nhưng trước tiên, chúng ta thảo luận một số kết luận ban đầu như sau:
Hệ số của biến FNI tương quan thuận chiều mức độ lớn với độ nhạy cảm lãi suất. Điều này có nghĩa là một sự gia tăng của việc hội nhập tài chính sẽ làm cho biến động lãi suất gia tăng, từ đó làm giảm mức độ độc lập tiền tệ. Nếu Việt Nam lựa chọn bộ đôi mục tiêu hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ thì đây quả là một thách thức vì Việt Nam phải gia tăng đồng thời mức độ hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ trong khi càng hội nhập thì càng làm cho mức độ độc lập giảm xuống. Trong giai đoạn 2007 – 2009, chỉ số FNI gia tăng nhanh và kéo theo sự gia tăng mức độ nhạy cảm tiền tệ.
Hệ số của biến RES có tương quan ngược chiều với biến động lãi suất hàm ý rằng một khi gia tăng dữ trữ ngoại hối sẽ làm gia tăng mức độ độc lập tiền tệ vì việc tích trữ thêm nhiều ngoại tệ làm giảm độ biến động của lãi suất. Trong giai đoạn 1996 – 2008, tỷ lệ dữ trữ ngoại tệ của Việt Nam gia tăng, điều này góp phần làm giảm mức độ nhạy cảm, điều chỉnh ảnh hưởng tăng do tác động của yếu tố hội nhập tài chính.
Một yếu tố khác cũng góp phần làm giảm mức độ nhạy cảm thông qua đó làm tăng mức độc lập tài chính là biến ổn định tỷ giá ERS. Hệ số ước lượng của biến ERS mang dấu dương, tức là mức độ ổn định tỷ giá tương quan thuận chiều với độ nhạy cảm lãi suất, tương quan nghịch chiều với độc lập tiền tệ. Theo cách quy ước của biến ERS, khi biến ERS tiến về 0 thì tỷ giá là rất linh hoạt; điều này có nghĩa là khi tỷ giá càng linh hoạt (ERS càng giảm và tiến về 0) thì mức độ độc lập tiền tệ càng gia tăng. Điều này một lần nữa phù hợp với kết luận của Taguchi (2011) khi ông chỉ ra rằng: ở các quốc gia mới nổi Châu Á, các quốc gia thực hiện chế độ tỷ giá linh hoạt có mức độ độc lập cao hơn các nước theo chế độ tỷ giá cố định.
Có thể tóm lược ngắn gọn ý nghĩa rút ra từ mô hình hồi quy như sau: Trong bối cảnh Việt Nam lựa chọn hai mục tiêu là hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ (giả thiết) thì kết quả hồi quy lại cho thấy càng hội nhập thì càng mất độc lập tiền tệ; tuy nhiên việc thả nổi tỷ giá hay gia tăng dự trữ ngoại hối lại có tác dụng làm gia tăng độc lập tiền tệ. Điều này gợi ý những công cụ hữu ích để theo đuổi bộ đôi mục tiêu hội nhập và độc lập tiền tệ. Điều này sẽ càng rõ ràng hơn nếu chúng ta xác định giá trị của độ nhạy cảm lãi suất cũng như sự đóng góp của các yếu tố khác lên nó, đó cũng là nội dung được trình bày trong phần kế tiếp của bài.