Trong bài nghiên cứu này, hai biến: biến thể hiện quy mô và biến thể hiện hiện sự biến động cả tỷ giá hối đoái được thêm vào mô hình để phù hợp với điều kiện Việt Nam. Việc thêm các biến cũng phù hợp với nghiên cứu của Aizenman & Marion 2004. Điều này có ý nghĩa bởi vì trong giai đoạn 1992 đến này nền kinh tế Việt Nam có sự tham gia vào nền kinh tế thế giới và ngày càng một mạnh mẽ. Do đó, việc thêm biến vào sẽ đánh giá tốt hơn những rủi ro chúng ta sẽ gặp phải. Những biến quy mô sẽ đo lường sự giao dịch với quốc tế, trong khi biến tỷ giá hối đoái sẽ đánh giá mức độ và biến động trong lưu chuyển dòng tiền của Việt Nam.
Do đó mô hình Buffer Stock sẽ được viết lại như sau:
Trong đó:
Rt là mức dự trữ;
Là bộ bất ổn của những giao dịch quốc tế; rt là biến thể hiện chi phí cơ hội;
yt là biến quy mô;
et là bộ bất ổn của tỷ giá hối đoái; ut là độ nhiễu.
Mô tả các biến:
Những biến quy mô được sử dụng trong mô hình là GDP, dân số, GPD bình quân đầu người, và nhập khẩu. Số liệu cho tất cả những biến này được lấy từ nguồn ADB.
Độ bất ổn của những giao dịch quốc tế thường được đo bằng độ lệch chuẩn của sự thay đổi DTNH trong một thời kỳ (Frenkel và Jovanovic 1981, Landell và Mills 1989, Ford và
Huang 1994). Tuy nhiên như được trình bày trong nghiên cứu của Flood và Marion (2002), dùng chỉ tiêu này sẽ có những sai sót nhất định, vì khi khủng hoảng tài chính xảy ra, đây là biến bị tác động nhiều nhất. Để tránh hiện tượng này, đề tài sử dụng thước đo của Edwards (1985) cũng như của Aizenman và Marion (2002), đó là dùng độ bất ổn xuất khẩu được tính bằng cách lấy độ lệch chuẩn của chuỗi số liệu xuất khẩu của 12 tháng trước sau khi đã lấy logarit.
Chi phí cơ hội đóng một vai trò quan trọng trong việc xác định mức dự trữ cần thiết. Tuy nhiên hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm không thể tìm ra tác động của chi phí cơ hội lên mức DTNH của các quốc gia. Đề tài này chúng tôi sử dụng phương pháp tính chi phí cơ hội bằng cách so sánh lãi suất của trái phiếu Mỹ và lãi suất của Việt Nam theo phương pháp tính: Ln(1+i)/(1+ius)
Bằng phương pháp vừa rồi, chúng tôi tính được bảng số liệu cho mình như sau:
Bảng 2.5: Số liệu cho mô hình Buffer Stock Dân
số PPP khẩu/GDP Nhập Bất ổn tỷ giá Bất ổn xuất khẩu Khác biệt lãi suất DTNH 1992 1.84 3.00 0.26 0.008 0.040 0.014 -0.333 1993 1.84 3.06 0.30 0.007 0.035 0.012 -0.394 1994 1.85 3.11 0.36 0.007 0.070 0.026 -0.057 1995 1.86 3.15 0.39 0.004 0.056 0.022 0.140 1996 1.86 3.19 0.45 0.002 0.048 0.020 0.259 1997 1.87 3.23 0.43 0.016 0.091 0.031 0.322 1998 1.88 3.25 0.42 0.030 0.083 0.022 0.322 1999 1.88 3.27 0.41 0.013 0.069 0.023 0.534 2000 1.89 3.30 0.50 0.006 0.081 0.032 0.545 2001 1.90 3.34 0.50 0.011 0.055 0.018 0.576 2002 1.90 3.36 0.56 0.008 0.049 0.017 0.627 2003 1.91 3.40 0.64 0.003 0.044 0.017 0.803 2004 1.91 3.41 0.70 0.003 0.064 0.025 0.856 2005 1.92 3.43 0.69 0.002 0.073 0.030 0.965 2006 1.93 3.44 0.74 0.002 0.046 0.018 1.133 2007 1.93 3.45 0.88 0.002 0.078 0.032 1.376 2008 1.94 3.47 0.90 0.015 0.059 0.018 1.336
Từ những giải thích về các biến, cuối cùng đề tài đi ước lượng cho mô hình sau:
Ln (DTNH) = a1. Dân số + a2. GDP bình quân đầu ngƣời + a3. Nhập khẩu/GDP + a4. Bất ổn tỷ giá + a5. Bất ổn xuất khẩu + a6. Khác biệt về lãi suất.
Nhận xét các biến theo lý thuyết:
Chi phí cơ hội (khác biệt về lãi suất) sẽ cho một tác động ngược chiều (phủ định). Độ bất ổn xuất khẩu sẽ cho kết quả cùng chiều (khẳng định): độ bất ổn càng cao sẽ tăng rủi ro của việc dự trữ sẽ làm cho biến động về giá và thu nhập nội địa giảm đi. Do đó, ngân hàng Nhà nước mong đợi sẽ giữ lượng dự trữ cao để tránh khỏi chi phí cho việc xây dựng lại lượng dự trữ.
Độ bất ổn tỷ giá được xem như biến để đánh giá thời kỳ tỷ giá (cố định hay thả nổi). Tỷ giá hối đoái càng tự do thì mong đợi sẽ có nhu cầu ít hơn cho khoản DTNH và hệ số tác động của biến này sẽ ngược chiều (mang tính phủ định).
Nhập khẩu/GDP được đánh giá như xem xét các cú sốc bên ngoài và mong đợi sẽ cho tác động cùng chiều.
Các biến quy mô như dân số, GDP bình quân đầu người thể hiện sự giao thương quốc tế và kỳ vọng sẽ cho tác động cùng chiều.
Phương pháp trong ngắn hạn
Trong mô hình hồi quy cổ điển chúng ta giả thuyết rằng sai số ngẫu nhiên có kỳ vọng bằng 0, phương sai không đổi và chúng không tương quan với nhau. Xét biến số là các chuỗi thời gian, thường bao gồm các yếu tố: (i) Xu thế; (ii) Mùa; (iii) Yếu tố chu kỳ; và (iv) Thành phần bất quy tắc.
Trong đó yếu tố xu thế biểu hiện khá rõ nét trong các chuỗi số liệu kinh tế. Trong trường hợp như vậy nếu ước lượng mô hình sẽ dẫn đến một vài hậu quả. Một trong các giả thuyết của mô hình hồi quy cổ điển là các biến độc lập là phi ngẫu nhiên, chúng có giá trị xác định. Nếu chúng ta vẫn ước lượng thì giả thuyết sẽ bị vi phạm.
Vấn đề khác liên quan đến tính không dừng là khi phân tích chuỗi thời gian là vấn đề tương quan giả mạo. Nếu mô hình có ít nhất một biến độc lập không dừng, biến này thể hiện một xu thế tăng (giảm) và biến phụ thuộc cúng như vậy, thì khi ước lượng mô hình có thể chúng ta có được các hệ số có ý nghĩa thống kê và R2, những điều này có thể là giả mạo, R2 có thể là do hai biến đều có cùng xu thế.
Do đó, để hồi quy được công thức trên thì đầu tiền chúng ta kiểm định xem chuỗi số liệu có tính dừng hay không. Phương pháp kiểm định là kiểm định đơn vị32:
32 Xem thêm phần phụ lục kiểm định đơn vị
Bảng 2.6 Kiểm định đơn vị các biến mô hình Buffer Stock ADF test Ho: Biến có tính dừng Biến Tính dừng tại ban đầu Tính dừng tại sai phân bậc nhất Dân số -2.80* PPP -0.09** Im/GDP -1.08** Bất ổn tỷ giá -0.82*** Bất ổn xuất khẩu -0.86** Chênh lệch lãi suất -1.11*
Dự trữ ngoại hối -1.26*
Phép kiểm định đƣợc dựa trên tiêu chuẩn AIC
* Có ý nghĩa tại mức 1%
** Có ý nghĩa tại mức 5%
*** Có ý nghĩa tại mức 10%
Nguồn: Tác giá tính toán
Từ kết quả kiểm định tính dừng, ta điều chỉnh chuỗi số liệu để lấy chuỗi có tính dừng và tiến hành hồi quy theo phương pháp OLS và có được kết quả ước lượng như sau:
Bảng 2.7: Kết quả ƣớc lƣợng theo mô hình Buffer Stock
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t
C -16.30268 7.489431 -2.176757 Dân số 7.149273*** 5.446633 1.312604 PPP 0.823433*** 0.963771 0.854386 Nhập khẩu/GDP 0.847315*** 0.454455 1.864463 Độ bất ổn tỷ giá 2.848426 30.80631 0.092462 Độ bất ổn xuất khẩu -2.102686 29.02169 -0.072452 Lãi suất 12.34051 68.56844 0.179974 R2 0.980346 R2 điềuchỉnh 0.968554 Ghi chú * Có ý nghĩa tại mức 1% ** Có ý nghĩa tại mức 5% *** Có ý nghĩa tại mức 10%
Hay có thể viết lại công thức:
Ln (DTNH) = -16.30268 + 7.149273. Dân số + 0.823433. GDP bình quân đầu ngƣời + 0.847315. Nhập khẩu/GDP + 2.848426. Bất ổn tỷ giá + -2.102686. Bất ổn
xuất khẩu + 12.34051. Khác biệt về lãi suất.
Đồ thị biểu diễn mức xác định theo mô hình và giá trị thực của DTNH:
-.2 -.1 .0 .1 .2 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 2 4 6 8 10 12 14 16 So Du
Gia tri thuc te Gia tri theo mo hinh
Xét thừa biến trong mô hình:
Đây là một nội dung trong kiểm định sai dạng mô hình. Kiểm định này cho phép ta kiểm định xem một nhóm biến đưa vào mô hình có ý nghĩa thống kê hay không. Nói cách khác, đây là kiểm định xem các hệ số của một nhóm biến đưa vào mô hình có đồng thời bằng không hay không để quyết định có nên loại chúng ra khỏi mô hình hay không.
Bảng 2.8: Kết quả kiểm định thừa biến trong mô hình hồi quy
Thống kê F Xác suất Biến dân số 1.722929 0.218642 PPP 0.729975 0.412891 IM/GDP 3.476223 0.091840 Bất ổn tỷ giá 0.008549 0.928157 Bất ổn xuất khẩu 0.0052 0.943671
Chênh lệch lãi suất 0.032391 0.860768
Trong tất cả các trường hợp nhìn chung trong các trường hợp, giá trị của thống kê F là tương đối nhỏ, do đó, trong mô hình không xác định được biến thừa, hay nói một cách khác, các biến sử dụng trong mô hình là tương đối phù hợp.
Đánh giá kết quả:
Biến dân số: Hệ số theo mô hình là 7.149273, điều này có nghĩa khi dân số thay đổi 1% thì nhu cầu về dự trữ ngoại tối sẽ tăng lên 7.14%. Điều này được ước lượng đúng như lý thuyết mong đợi là có tác động cùng chiều với khoản DTNH.
Biến GDP bình quân đầu người: Hệ số theo mô hình là 0.8234, có nghĩa khi GDP bình quân đầy người của Việt Nam tăng 1 % thì DTNH sẽ tăng lên 0.8283%. Kết quả này tương đối nhỏ những cũng cho thấy được mức tác động của nó tới DTNH và cũng đúng như lý thuyết mong đợi là nó có tác động cùng chiều.
Biến nhập khẩu trên GDP: hệ số theo mô hình là 0.8473. Cũng giống như biến GDP bình quân đầu người, khi Tỷ lệ này tăng 1% thì gây tác động tới DTNH và đẩy mức DTNH tăng lên 0.84%, gần bằng với kết quả cyar GDP bình quân đầu người. Và kết quả này cũng phản ánh được lý thuyết mong đợi là có tác động cùng chiều với nhau. Biến lãi suất có hệ số là 12.34. Biến bất ổn tỷ giá và bất ổn về xuất khẩu có hệ số lần lượt là 2.8484 và -2.1026. Kết quả này hoàn toàn ngược lại với lý thuyết mong đợi: Với lý thuyết mong đợi rằng lãi suất và bất ổn về tỷ giá sẽ cho tác động phủ định còn bất ổn xuất khẩu sẽ cho tác động khẳng định hay tác động cùng chiều. Với kết quả ước lượng thì ngược lại, biến lãi suất và biến tỷ giá cho tác động cùng chiều còn biến bất ổn xuất khẩu cho tác động ngược chiều. Thực ra kết quả ước lượng khi đề tài áp dụng ở Việt Nam cũng giống như kết quả ước lượng của Sula và Ozan (2008) khi đánh giá nhu cầu cho dự trữ trữ ngoại hối ở các nước đang phát triển, và kết quả ước lượng của Gab-Je-Jo (2007) khi dùng mô hình tương tự đánh giá mức DTNH ở Hàn Quốc. Điều này có nghĩa đây là vấn đề chung của các nước đang phát triển. Hay có thể nói, với các nước đang phát triển thì các biến này thể hiện chưa cao trong việc xác định DTNH, có thể đóng góp của các biến này được thực hiện qua các kênh truyền dẫn khác, vốn các nhà khoa học vẫn chưa tìm ra.
Nhưng dù có sai lệch một chút so với lý thuyết nhưng đó là phản ánh thực tế qua mô hình định lượng, nó càng có ý nghĩa hơn khi kết quả có cùng mối tương quan với các nghiên cứu khác trên thế giới. Nhìn lại mô hình chúng ta thấy R2 = 0.98 là một mức rất cao thể hiện tính đúng đắn của mô hình. Điều này lại càng tăng thêm sự tin tưởng vào mô hình khi đánh giá và dự báo mức dự trữ cần thiết cho nền kinh tế Việt Nam khi trên đà phát triển kinh tế. Với mức dự báo cho từng biến, ta có thể dự báo được Việt Nam đã có đủ mức DTNH cần thiết chưa, còn thiếu hay là thừa, để từ đó đưa ra những chính sách hợp lý trong công cuộc phát triển đất nước.
CHƢƠNG 3
DỰ TRỮ NGOẠI HỐI CHO GIAI ĐOẠN 2010 – 2013 VÀ NHỮNG ĐỀ XUẤT CHÍNH SÁCH
3.1 Triển vọng kinh tế