Cùng với quá trình phát triển của DTNH, trong phần tiếp theo, đề tài sẽ tập trung phân tích để xem xét liệu sự tăng DTNH của quốc gia có tác động dài hạn lên các biến vĩ mô hay không. Sự tác động này, tuy nhiên phụ thuộc vào giá trị của các tham số cũng như tỷ lệ lãi suất. Đầu tiên đề tài nghiên cứu sẽ đánh giá mối quan hệ giữa DTNH và tổng nợ nước ngoài cũng như mối quan hệ giữa DTNH và kỳ hạn thanh toán các khoản nợ đó. Xét theo tính lỏng của các khoản nợ thì nợ ngắn hạn sẽ có tính lỏng hơn các khoản nợ dài hạn, bởi vì sự thay đổi bất ngờ trong dòng vốn trong dài hạn sẽ có khả năng cao hơn trong ngắn hạn. Các khoản kỳ hạn thanh toán trung bình các nợ ngắn hạn do đó có thể xem như đại diện cho mức độ của nợ nước ngoài. Các lý thuyết đã cho chúng ta thấy rằng sự tăng lên trong DTNH không chỉ tăng nợ nước ngoài mà còn làm cho nợ “không lỏng” trở nên “lỏng” hơn22. Do đó, trong phép ước lượng sau đây, đề tài sẽ xem xét DTNH có tác động tích cực đến các khoản nợ nước ngoài và tác động tiêu cực đến kỳ hạn thanh toán trung bình hay không?
Đề tài ước lượng theo hai công thức sau:
Δ (Nợt/ GNIt) = a1.Δ(DTNHt / GNIt) + a2. log GNIt, (1) Kỳ hạn thanh toánt = b1. DTNHt/ GNIj,t + b2. log GNIt, (2) Trong đó
Nợ: tổng nợ nước ngoài;
Kỳ hạn thanh toán (Maturity): kỳ hạn trung bình của những hợp đồng mới; GNI là tổng thu nhập quốc nội;
DTNH (Foreign Reserve): tổng số DTNH.
Biến Δxj,t đại diện cho phương sai bậc nhất của xj,t. Để tránh hiện tượng phương sai không đồng đều23, DTNH được chia bởi GNI trong công thức (1) trên như một biến giải thích trong cả hai phương trình.
DTNH được lấy từ nguồn thống kê của IFS, trong khi số liệu về tổng nợ nước ngoài, kỳ hạn trung bình của các khoản nợ, và GNI được lấy từ nguồn của ADB. Số liệu lấy từ năm
22 Shin-ichi Fukuda and Yoshifumi Ko, 2010: Macroeconomic Impacts of Foreign Exchange Reserve Accumulation: Theory and International Evidence
23Phương sai không đồng đều (Heteroskedasticity) là hiện tượng một biến độc lập trong mô hình có quan hệ một cách hệ thống với sai số của mô hình. Việc tồn tại phương sai không đồng đều trong mô hình tuy không làm ảnh hưởng tới kết quả hệ số ước lượng tức là hệ số ước lượng vẫn thống nhất (consistent) và không chệch (unbiased) nhưng lại làm ảnh hưởng tới phương sai của hệ số và vì vậy làm cho kiểm định F và kiểm định t ít có ý nghĩa. Hiện tượng này khá phổ biến với chuối số liệu chéo.
1992 đến 2009. Phương pháp ước lượng là bình phương bé nhất (OLS) với thời kỳ không đổi.
Δ (Nợ/ GNIt) = -0.4889 + 0.1723.Δ(DTNHt / GNIt) + 0.2301. log GNIt
Với R2 = 0.2514
Kỳ hạn thanh toán = 19.2592 + 15.0005. DTNHt/ GNIj,t + 6.9951. log GNIt
Với R2 = 0.3016
Với kết quả ước lượng của hai công thức (1) và (2) như trên, ta có thể kết luận như sau.
Thứ nhất, tổng nợ nước ngoài có tín hiệu đáng kể và có sự tương quan với DTNH và tương
quan khẳng định với Log GNI (điều này cũng phù hợp với nghiên cứu của Shin-ichi Fukuda and Yoshifumi Ko, 2010). Sự tăng lên trong DTNH được tài trợ bởi những khoản nợ mới khi sự khác biệt về thu nhập đã được điều chỉnh.
Thứ hai, tuy nhiên khác với kết quả nghiên cứu của Shin-ichi Fukuda and Yoshifumi Ko (2010) và mặt lý thuyết của vấn đề, mối quan hệ trong mô hình hồi quy giữa kỳ hạn thanh toán nợ nước ngoài có mối tương quan khẳng định với GNI và khoản DTNH. Phân tích lý thuyết đã hàm ý rằng, DTNH tăng sẽ làm giảm rủi ro tính lỏng, thể hiện qua sự tăng lên đó sẽ làm cho những món nợ ít tính lỏng sẽ trở nên lỏng hơn. Nhưng kết quả thực nghiệm ở nước ta cho thấy, khi khoản DTNH tăng sẽ làm tăng rủi ro tính lỏng hơn, càng gây thiệt hại hơn cho nền kinh tế.
Hình 2.17: Dự trữ ngoại hối, nợ và kỳ hạn thanh toán
Nguồn: ADB
Kết quả cũng tương đối phù hợp với thực tế khi trong gian đoạn kiểm định từ 1992 đến 2009 khi DTNH tăng thì nợ cũng có tăng, đặc biệt là giai đoạn từ sau năm 1997-1998 , khi tỷ lệ tăng của DTNH và nợ gần như có mối tương quan rất cao.