Trong khoảng thời gian từ 1996 đến 2009 tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên lượng cung tiền rộng của Việt Nam luôn đạt yêu cầu (thông thường từ 10 đến 20%). Chuỗi số liệu về chỉ tiêu này cho thấy khi có sự rút tiền ồ ạt ra nước ngoài thì với lượng dự trữ hiện tại, NHNN hoàn toàn có đủ khả năng can thiệp vào tỷ giá hối đoái và đáp ứng nhu cầu thanh toán quốc tế. Năm DTNH NNH DTNH/NNH (%) 1996 1.7 3.8 44.7 1997 2 2.3 87 1998 2 2.2 90.9 1999 3.3 2.4 137.5 2000 3.4 0.9 377.8 2001 3.7 0.8 462.5 2002 4.1 0.8 512.5 2003 1.7 1.3 476.9 2004 2 2.1 342.9 2005 2 2.6 353.8 2006 3.3 2.5 536 2007 3.4 4.7 500 2008 3.7 4.5 531.1 2009 4.1 3.5 485.7 Bảng 4.2: Tỷ lệ dự trữ ngoại hối và nợ ngắn hạn nước ngoài qua các năm
Qua đánh giá các chỉ tiêu dự trữ ngoại hối cho thấy dự trữ ngoại hối của Việt Nam qua các năm được xem là đủ để đảm bảo thực hiện các nhiệm vụ cơ bản. Nếu như chỉ tiêu tỷ lệ dự trữ trên giá trị nhập khẩu được sử dụng phổ biến ở các nước để xem xét liệu dự trữ ngoại hối có đạt mức an toàn hay không thì đối với một nước theo chế độ tỷ giá linh hoạt có sự quản lý cuả như Việt Nam, cần thiết kết hợp thêm các chỉ tiêu khác là tỷ lệ dự trữ trên nợ ngắn hạn và tỷ lệ dự trữ trên cung tiền rộng. Như vậy thì chúng ta sẽ có cái nhìn chính xác hơn về tình hình dự trữ ngoại hối hiện tại, từ đó có những biện pháp chấn chỉnh thích hợp, kịp thời, đảm bảo an toàn cho nền kinh tế.
4.2 Mô tả dữ liệu và phương pháp sử dụng
Như tìm hiểu, nghiên cứu của Edison (2003) về vấn đề dự trữ ngoại hối thông qua việc nghiên cứu một tập hợp dữ liệu gồm 122 nước thị trường mới nổi mà Việt Nam hiện nay đã được xếp vào danh sách các nước thị trường mới nổi, do đó nhóm nghiên cứu tin rằng việc áp dụng phương trình mà Edison (2003) đã đưa ra trong nghiên cứu của mình vào việc ước lượng hàm nhu cầu dự trữ ở Việt Nam cũng như phân tích mức độ ảnh hưởng của các yếu tố thông qua phương trình là rất thích hợp.
Phương trình hàm nhu cầu dự trữ được cho bởi công thức dưới đây (phụ lục 3):
Năm DTNH M2 DTNH/M2 (%) 1996 1.7 5 34 1997 2 6 34.5 1998 2 6 31.8 1999 3.3 10 32.1 2000 3.4 13 25.2 2001 3.7 17 22.1 2002 4.1 18 22.3 Năm DTNH M2 DTNH/M2 (%) 2003 1.7 24 25.8 2004 2 31 22.9 2005 2 41 22.6 2006 3.3 52 25.6 2007 3.4 78 30 2008 3.7 89 27 2009 4.1 118 14.4
Bảng 4.3: Tỷ lệ dự trữ ngoại hối và lượng cung tiền rộng qua các năm
ln res t = a + (b ln pop t + c ln pci t) + (d In im t + e ln trade t + f ln cad t) + ( g ln cac t + h ln sted t + i ln m t) - j (ln er t) - k (ird t) + u t
4.2.1 Mô tả dữ liệu
Dữ liệu cần thiết phục vụ cho việc nghiên cứu bao gồm: số liệu qua các năm của giai đoạn 1996 – 2009 của dự trữ ngoại hối, tài khoản vãng lai, tài khoản vốn, nợ ngắn hạn, cung tiền M2, lãi suất tái cấp vốn, lãi suất US Fed (phụ lục 5), GDP, xuất khẩu, nhập khẩu và số liệu tỷ giá hối đoái qua các tháng trong cùng giai đoạn. Hầu hết các số liệu đều được thu thập từ nguồn thống kê của IMF (IFS), riêng lãi suất tái cấp vốn được lấy từ trang web NHNN Việt nam và lãi suất US Fed được lấy từ trang web Cục dự trữ liên bang Mỹ. Ngoại trừ lãi suất và tỷ giá, những số liệu còn lại được lấy theo giá hiện hành.
Biến Res được được đo lường như dự trữ ngoại hối trừ vàng, khi vàng không được sử dụng như là tài sản can thiệp.
Biến Trade được tính bằng hiệu số giữa xuất khẩu và nhập khẩu
Các biến Res, Cad, Cac, IM, Sted, M đều được tính bằng công thức: ln( )
GDP x
x: số liệu hàng năm hoặc hàng quý của các biến GDP: số liệu GDP hàng năm hoặc hàng quý của GDP
Biến Ird được tính bằng công thức: Ird= ( 1+ lãi suất tái cấp vốn của Việt Nam) / ( 1 + lãi suất US Fed).
Biến Er được tính bằng cách lấy độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái USD/VND trong 12 tháng nếu là số liệu hàng năm và 3 tháng nếu là số liệu hàng tháng.
Nhóm nghiên cứu không đưa vào mô hình các biến về dân số và GDP theo đầu người vì những yếu tố này là chỉ báo cho quy mô kinh tế, mà quy mô kinh tế Việt Nam hiện nay được đánh giá là chưa có tác động đến dự trữ ngoại hối quốc gia. Xem thêm những biến động của các biến sử dụng trong mô hình giai đoạn 1996 – 2009 được trình bày tại phụ lục 4.
4.2.2 Phương pháp sử dụng
Do các biến kinh tế vĩ mô điều là các biến chuỗi thời gian và để không mắc phải những sai lầm do yếu tố xu thế trong biến gây ra nên nhóm nghiên cứu đã sử dụng phương pháp kiểm định ADF và PP, mô hình đồng liên kết và VECM. Các phương pháp này được áp dụng theo trình tự như sau:
Trước tiên, dùng phương pháp ADF kiểm định tính dừng của các biến. Sau đó, chọn lựa các biến có cùng bậc dừng và tiến hành kiểm định đồng liên kết. Quá trình này sử dụng số liệu theo năm. Sau khi xác định được các biến có đồng liên kết, chạy mô hình cho ra ước lượng hàm nhu cầu dự trữ của Việt Nam.
Để phân tích tác động trong ngắn hạn của các biến trong mô hình với dự trữ ngoại hối, dùng kiểm định VECM với dữ liệu là hàng quý.
4.3 Kết quả kiểm định 4.3.1 Kiểm định đơn vị
Bảng 4.4: Kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình
Biến Kiểm định ADF Kiểm định PP
t statistics Test critical values t statistics Test critical values
Cac -4.827215 -3.119910 -6.735673 -3.119910 Cad -1.907383 -3.119910 -1.948119 -3.119910 D(Cad) -3.648857 -3.144920 -3.648857 -3.144920 Er -2.141895 -3.119910 -2.141895 -3.119910 D(Er) -4.338528 -3.144920 -4.496217 -3.144920 Im -2.692643 -3.875302 -1.609116 -1.970978 D(Im) -1.782727 -3.933364 -1.597985 -1.974028 D(Im,2) -4.352274 -4.107833 -1.368792 -1.977738 Ird -2.278042 -3.119910 -2.269283 -3.119910 D(Ird) -3.942680 -3.144920 -4.150116 -3.144920 M -1.345907 -3.144910 -1.236730 -3.119910 D(M) -4.075834 -3.144920 -4.098080 -3.144920 Res -1.497562 -3.119910 -1.486393 -1.970978 D(Res) -3.575632 -3.212696 -2.184083 -1.974028 Sted -2.431223 -3.119910 -2.429559 -3.119910
D(sted) -3.098711 -3.144920 -3.098711 -3.144920
D(sted,2) -4.787774 -3.175352 -6.169658 -3.175352
Trade -2.988257 -3.875302 -1.388937 -3.119910
D(Trade) -3.982526 -4.008157 -2.212902 -3.144920 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
D(Trade,2) -4.759617 -4.107833 -3.474421 -3.175352
Nguồn: Nhóm nghiên cứu
Mức ý nghĩa được chọn trong mô hình là 5% X: chuỗi dữ liệu
D(X): sai phân bậc 1 của chuỗi dữ liệu D(X,2): sai phân bậc 2 của chuỗi dữ liệu
Cả hai mô hình đồng liên kết và VECM đều được sử dụng với các biến không dừng. Do đó, cần kiểm định tính dừng của các biến trong phương trình. Kết quả kiểm định được cho ở bảng 4.4. Nếu các biến có giá trị kiểm định nhỏ hơn giá trị tuyệt đối của giá trị thống kê t thì các biến đó được xem là không dừng ở bậc đang xét.
Kết quả cho thấy: biến Cac là một biến chuỗi dừng tại bậc 0. Các biến chuỗi Cad, Er, Ird, M, Res cùng dừng ở bậc 1, còn các biến chuỗi Im, Sted, Trade cùng dừng bậc 2. Như vậy nhóm nghiên cứu sẽ tiến hành kiểm định đồng liên kết và VECM với các chuỗi Cad, Er, Ird, M vì dừng cùng bậc với Res và mô hình ước lượng thu được sau khi thực hiện sẽ có ý nghĩa thống kê. Các biến còn lại không được sử dụng vì khi ước lượng có thể dẫn đến kết quả hồi qui giả như đã trình bày trong chương 1.
4.3.2 Kiểm định đồng liên kết
Kết quả cho thấy không chỉ có một mối quan hệ đồng liên kết giữa biến phụ thuộc Res và các biến giải thích Cad, Er, Ird, M mà còn có những mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến giải thích với nhau. Nhưng trong bài nghiên cứu này, nhóm chỉ tập trung vào nghiên cứu mối quan hệ giữa Res và các biến còn lại.
Date: 04/27/10 Time: 04:13 Sample (adjusted): 1997 2009
Included observations: 13 after adjustments Trend assumption: No deterministic trend Series: RES CAD ER IRD M
Lags interval (in first differences): No lags Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic
Critical Value Prob.** None * 0.934365 72.20811 60.06141 0.0034 At most 1 0.712883 36.80071 40.17493 0.1050 At most 2 0.617574 20.57848 24.27596 0.1365 At most 3 0.381003 8.082607 12.32090 0.2303 At most 4 0.132452 1.847101 4.129906 0.2049 Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
4.3.3 Kiểm định VECM
Nhóm nghiên cứu sử dụng số liệu hàng quý để đánh giá mối quan hệ của các biến trong ngắn hạn để tăng độ chính xác của các kết quả hồi quy. Kết quả thực hiện kiểm định VECM được cho ở bảng 4.5.
Bảng 4.5: kết quả phương pháp VECM
D(RES) D(CAD) D(ER) D(IRD) D(M) D(RES(-1)) 0.670908 2.698940 5.322266 -0.049920 0.315489 D(RES(-2)) -0.129716 -14.14469 4.956679 0.002362 0.108215 D(RES(-3)) 0.260080 11.44557 0.456721 -0.034291 0.008707 D(RES(-4)) -0.163483 5.174889 7.591934 0.030750 0.087271 D(CAD(-1)) 0.008674 -0.249475 -0.092838 0.000533 -0.004704 D(CAD(-2)) 0.004740 -0.546325 -0.103029 0.000205 -0.000464 D(CAD(-3)) 0.006613 -0.102166 -0.104105 -1.19E-05 0.004120 D(CAD(-4)) 0.002752 -0.257105 -0.149230 -0.000605 -0.000583 D(ER(-1)) -0.008530 0.321153 -0.652705 -0.002459 0.012517 D(ER(-2)) -0.013027 0.261634 -0.371167 -0.003936 0.012704
D(ER(-3)) -0.005138 0.515250 -0.030235 -0.004479 0.018323 D(ER(-4)) -0.009766 -0.133417 0.117509 -0.002382 0.007941 D(IRD(-1)) 0.245546 40.24311 1.699273 0.460220 -0.233180 D(IRD(-2)) -1.143317 -121.9513 -25.70143 -0.166155 -2.986196 D(IRD(-3)) 0.865934 69.05659 18.11999 0.127331 1.250822 D(IRD(-4)) -1.199038 -91.12311 -33.69424 -0.031966 -1.800008 D(M(-1)) -0.468318 5.403391 1.072797 -0.049957 -0.177049 D(M(-2)) -0.342860 -9.519146 1.550566 0.006921 -0.112404 D(M(-3)) -0.109857 -15.14315 0.973307 -0.019101 -0.293340 D(M(-4)) 0.305428 -14.39841 5.404597 -0.032699 0.737071
Nguồn: Nhóm nghiên cứu
4.4 Phân tích kết quả nhận được
4.4.1 Phân tích tác động trong dài hạn
Phương trình đồng liên kết trong dài hạn:
Ln(Res) = 0.049 Ln(Cad) - 0.147 Ln(Er) + 12.794 Ird + 0.89 Ln (M) - 16.906
Nhìn vào phương trình có thể thấy tác động của biến chi phí cơ hội IRD đến mức dự trữ là cao nhất, có thể giải thích bằng việc lãi suất tái cấp vốn của ngân hàng nhà nước Việt Nam luôn có xu hướng cao hơn rất nhiều so với lãi suất trái phiếu kho bạc Mỹ, và xu hướng của các nước trên thế giới hiện nay là giảm bớt nắm giữ trái phiếu kho bạc Mỹ để chuyển sang các loại ngoại tệ khác như EUR, GBP, JPY. Tuy nhiên, với biến IRD này có rất nhiều cách tính khác nhau do đó kết quả nhận được chỉ có thể giải thích một cách tương đối sự tác động, con số nhận được là không có ý nghĩa thống kê.
Tác động của mức cung tiền M2 cũng ảnh hưởng nhiều đến dự trữ ngoại hối. Điều này phù hợp với những chính sách điều hành hiện nay. Với hoạt động đầu tư trực tiếp ra nước ngoài, người cư trú được phép sử dụng ngoại tệ sẵn có của mình đi mua hoặc đi vay để đầu tư sau khi được phép của cơ quan có thẩm quyền về việc đầu tư ra nước ngoài.
Do các giao dịch vốn đã tương đối được tự do hoá nên NHNN cần phải mua ngoại tệ cho dự trữ ngoại hối khi các luồng vốn đổ vào Việt Nam để duy trì sức cạnh tranh của hàng xuất khẩu và phải bán ra khi đến hạn trả nợ hay có hiện tượng đảo chiều của các luồng vốn ngắn hạn của các nhà đầu tư nước ngoài trên thị trường chứng khoán.
Bên cạnh đó, với mức độ đô la hoá tương đối cao của Việt Nam, dự trữ ngoại hối cũng phải gia tăng để đảm bảo can thiệp khi có hiện tượng rút ngoại tệ ồ ạt tại các ngân hàng thương mại. Hiện tượng đô la hoá (theo số tương đối) hiện nay có xu hướng giảm do hoạt động đầu tư vào thị trường chứng khoán gia tăng mạnh mẽ. Cụ thể, chỉ số tiền gửi ngoại tệ/M2 của Việt Nam hiện đang ở mức 22,3% vào cuối năm 2005, 20,9% cuối năm 2006 và ở mức khoảng 19,5% vào cuối tháng 6 năm 2007. Tuy nhiên, do M2 tăng nhanh nên tiền gửi ngoại tệ theo số tuyệt đối vẫn tăng trong thời gian qua.
Các biến Cad và Er tác đông không lớn đến dự trữ ngoại hối. Điều này có ý nghĩa lượng dữ trữ ngoại hối của Việt Nam ít nhạy cảm với sự thay đổi của tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai.
4.4.2 Phân tích tác động trong ngắn hạn (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Kết quả của phương pháp VECM lại một lần nữa khẳng định kết quả của mô hình đồng liên kết. Với những biến có tác động lớn đến dự trữ ngoại hối trong dài hạn là Ird và M một lần nữa lại có tác động đến dự trữ ngoại hối trong ngắn hạn. Biến Ird có tác động mạnh nhất đến dự trữ ngoại hối với độ trễ 2 và 4 quý hay 6 và 12 tháng. Điều này có thể giải thích đây là kì hạn của trái phiếu ngắn hạn kho bạc Mỹ. Với những thay đổi lãi suất của ngân hàng nhà nước và chính phủ Mỹ thì các nhà điều hành chính sách ở Việt Nam đã thay đổi mức dự trữ ngoại hối bằng cách giảm bớt hay tăng thêm việc mua trái phiếu ngắn hạn chính phủ Mỹ để không phải mất đi chi phí cơ hội quá lớn.
Mức cung tiền M2 có tác động giảm dần theo thời gian vì những chính sách của ngân hàng nhà nước được đưa ra kịp thời để giải quyết những vấn đề nảy sinh.
Các biến Cad và Er không có nhiều tác động đến dự trữ ngoại hối trong ngắn hạn.
Có một điểm đáng chú ý là mức dự trữ ngoại hối ở quý trước cũng có những ảnh hưởng đáng kể đến mức dự trữ ngoại hối hiện tại, điều này chứng tỏ mức dự trữ hiện tại cũng là một yếu tố được các nhà điều hành chính sách xem xét để đưa ra mức dự trữ ngoại hối trong tương lai.
Trong chương 4 này nhóm nghiên cứu đã tập trung vào hai vấn đề:
Một là, đánh giá qui mô dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong những năm gần đây qua ba tiêu chí: tỷ lệ dự trữ ngoại hối và giá trị một tuần nhập khẩu trong năm tiếp theo, tỷ lệ dự trữ ngoại hối và nợ ngắn hạn nước ngoài và tỷ lệ dự trữ ngoại hối và mức cung tiền rộng Hai là, ước lượng phương trình xác định mức dự trữ ngoại hối của Việt Nam, và phân tích tác động trong ngắn hạn, cũng như dài hạn của các biến giải thích đến dự trữ ngoại hối qua các dãy số liệu chuỗi thời gian, bằng những phương pháp: đồng liên kết, VECM đã được trình bày ở chương 2.
Theo kết quả nghiên cứu, những sai biệt của lãi suất và mức cung tiền M2 có tác động lớn nhất đến mức dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong dài hạn và càng được khẳng định hơn trong ngắn hạn. Mức độ thâm hụt tài khoản vãng lai và sự thay đổi vể tỷ giá hối đoái cũng có những tác động lên mức dự trữ ngoại hối nhưng không thực sự rõ nét.
Chương 5:
Các nhóm giải pháp cho dự trữ ngoại hối Việt Nam sau
5.1 Xu hướng chính sách tiền tệ của Việt Nam
Thông qua chính sách tiền tệ Ngân hàng Trung ương (NHTW) tác động làm thay đổi tổng cung, tổng cầu của nền kinh tế, từ đó tác động đến lạm phát, sản lượng và công ăn việc làm. Chính sách tiền tệ là một trong các công cụ quản lý kinh tế vĩ mô chủ yếu của Nhà nước nhằm góp phần đạt được các mục tiêu kinh tế vĩ mô đã đề ra cho từng giai đoạn nhất định.
Sau giai đoạn chịu ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng toàn cầu, nền kinh tế Việt Nam đầu