CHƢƠNG 1 : CƠ SỞ LÝ THUYẾT
2.3.2. Kiểm định sự can thiệp của NHNN vào tỷ giá
Bất kỳ một quốc gia nào trong quá trình phát triển của mình ln có ba mục tiêu chính sách kinh tế vĩ mơ cần theo đuổi và hướng đến đó là (1) Tự do hóa các giao dịch vốn; (2) thực thi chính sách tiền tệ độc lập và (3) ổn định tỷ giá69. Tuy nhiên, do tính loại trừ lẫn nhau nên một quốc gia không thể nào đạt đến cùng lúc cả ba mục tiêu trên; quốc gia đó buộc phải hy sinh một trong ba mục tiêu trên để thực
67 Kết quả kiểm định chi tiết, xin xem phụ lục 2.1
68 Xem thêm PGS.TS Trần Ngọc Thơ, “Phương pháp tiếp cận cơ chế điều hành tỷ giá tại Việt Nam”, tr.39, đề tài nghiên cứu khoa học cấp Bộ, MS: 2005-22-96, Năm 2006
hiện hai mục tiêu còn lại. Để thực hiện hai trong số ba mục tiêu được lựa chọn; có 1 trong 3 cơng cụ để thực thi là (1) lựa chọn cơ chế tỷ giá cố định; (2) lựa chọn cơ chế tỷ giá thả nổi hồn tồn và (3) kiểm sốt vốn. Mỗi công cụ ở mỗi đỉnh tam giác chỉ có thể đạt được đồng thời một cặp mục tiêu mà thôi70.
Trong điều kiện nền kinh tế nước ta hiện nay đang thực hiện chủ trương thu hút vốn đầu tư, hội nhập kinh tế thế giới; đặc biệt kể từ năm 2007, Việt Nam đã chính thức trở thành thành viên của Tổ chức Thương mại thế giới (WTO). Do vậy, việc kiểm sốt vốn hồn tồn là khơng có khả năng xảy ra. Nói cách khác, Việt Nam chỉ cịn hai con đường để đi đó là “thả nổi tỷ giá hoàn toàn” hay là “cố định tỷ giá hoàn toàn”.
Trong thực tế, chẳng có quốc gia đang phát triển lại đặt mục tiêu “hội nhập tài chính hồn toàn”, hoặc lựa chọn “thả nổi tỷ giá hoàn toàn”, hoặc lựa chọn “cố định tỷ giá hoàn toàn”. Nhưng để đơn giản vấn đề nghiên cứu trong phần này là kiểm định sự can thiệp của Chính phủ vào tỷ giá, chúng tơi tạm thời bỏ qua việc đánh giá mức độ hội nhập tài chính hồn tồn của nước ta71. Thay vào đó, chúng tơi sẽ tập trung phân tích sự can thiệp của Chính phủ vào chính sách tỷ giá.
2.3.2.1 Phương pháp
Theo lý thuyết ngang giá lãi suất, sự chênh lệch trong lãi suất giữa hai quốc gia sẽ được bù đắp bởi sự thay đổi trong tỷ giá. Vì vậy; nếu nước ta thực hiện chính sách tỷ giá thả nổi – khơng có sự can thiệp của Chính phủ - thì lý thuyết ngang giá lãi suất sẽ đúng trong trường hợp Việt Nam; và ngược lại. Mức độ giải thích của biến độc lập (sự chênh lệch lãi suất) đối với biến phụ thuộc (sự thay đổi trong tỷ giá) sẽ cho thấy mức độ can thiệp của Chính phủ vào tỷ giá là ít hay nhiều.
Phương trình ước lượng72 :
∆𝑆𝑡,𝑡+𝑘 = 𝛼 + 𝛽 𝑖𝑡,𝑘ℎ − 𝑖𝑡,𝑘𝑓 + 𝜖𝑡,𝑡+𝑘
70 PGS.TS Trần Ngọc Thơ, “Phương pháp tiếp cận cơ chế điều hành tỷ giá ở Việt Nam”, tr.39, đề tài nghiên cứu cấp Bộ, mã số B2005-22-96, năm 2006
71 Giả định không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả mơ hình bên dưới; xin xem thêm nghiên cứu của PGS.TS Trần Ngọc Thơ, “Phương pháp tiếp cận cơ chế điều hành tỷ giá ở Việt Nam”, tr.45-54, đề tài nghiên cứu cấp Bộ, mã số B2005-22-96, năm 2006
72
2.3.2.2 Dữ liệu và mô tả73
Chuỗi dữ liệu quan sát từ Q1 1999 đến Q4 2010 được thu thập từ trang số liệu của IMF (IFS-International Financial Statistics), các NHTM cổ phần trong nước.
Số liệu Ký hiệu Nguồn Logarit Mô tả Lãi suất tiền gửi
VND (3 tháng)
i(h) Các NHTM cổ phần
Lãi suất thương mại (3 tháng) của USD
i(f) IFS
Tỷ giá giao ngay USD/VND S(t) IFS Ln(St) Tỷ giá kỳ hạn 90 ngày VND/USD F(n) Tính tốn của tác giả
Dựa vào văn bản hướng dẫn tính tỷ giá kỳ hạn của Ngân hàng Agribank Chênh lệch lãi suất VND và USD _rate Tính tốn của tác giả
_rate = i(h) – i(f)
Chênh lệch tỷ giá _S Tính tốn của tác giả
_S = Ln(Fn) –Ln(St)
Bảng 2. 3: Số liệu và mô tả các biến trong mơ hình kiểm định sự can thiệp của Chính phủ vào tỷ giá
2.3.2.3 Kết quả ước lượng: Dependent Variable: _S Dependent Variable: _S Method: Least Squares Sample: 1 48
Included observations: 48
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
73
C 0.013023 0.001285 10.13793 0.0000 __RATE 0.002071 0.000806 2.568528 0.0135
R-squared 0.125431 Mean dependent var 0.015721 Adjusted R-squared 0.106419 S.D. dependent var 0.005419 S.E. of regression 0.005122 Akaike info criterion -7.669643 Sum squared resid 0.001207 Schwarz criterion -7.591677 Log likelihood 186.0714 F-statistic 6.597335 Durbin-Watson stat 1.346147 Prob(F-statistic) 0.013524
Bảng 2. 4 : Bảng kết quả ước lượng mơ hình IRP
Nguồn: Tính tốn của người viết
Phương trình hồi quy có dạng:
∆𝑺𝒕,𝒕+𝒌 = 𝟎. 𝟎𝟏𝟑𝟎𝟐𝟑 + 𝟎. 𝟎𝟎𝟐𝟎𝟕𝟏(𝒊𝒕,𝒕+𝒌𝒉 − 𝒊𝒕,𝒕+𝒌𝒇 )
Ý nghĩa của mơ hình là 10,64%, nghĩa là mối quan hệ tuyến tính giữa chênh lệch lãi suất giữa VND-USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của đô- la Mỹ là 10,64%. Nói cách khác, chỉ có 10,64% biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng được giải thích bởi mối tương quan tuyến tính với tỷ giá.
Để kiểm định tính đúng đắn của mơ hình, chúng ta tiếp tục kiểm định các hệ số hồi quy:
+ Ho: β = 0 tức là giữa chênh lệch lãi suất và biến động trong tỷ giá giao ngay kỳ vọng khơng có mối quan hệ tuyến tính
+ H1: β ≠ 0 tức là giữa chênh lệch lãi suất và biến động trong tỷ giá giao ngay kỳ vọng có mối quan hệ tuyến tính.
Quy tắc kiểm định: Bác bỏ Ho khi giá trị thống kê 𝑡 − 𝑠𝑡𝑎𝑡 ≤ 𝑡𝑛−2,∝/2
Nhìn vào bảng kết quả kiểm định chúng ta có thể thấy hệ số β là có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Như vậy, giả thuyết H0 bị bác bỏ hay giữa chênh lệch lãi suất VND- USD và tỷ giá giao ngay kỳ vọng của đô-la Mỹ là có tương quan với nhau. Tuy nhiên, mối tương quan là quá nhỏ (0.002071), trong khi nếu ngang giá lãi suất tồn tại thì hệ số này phải bằng 1.
Kiểm định F-stat cũng cho thấy mơ hình là phù hợp ở mức ý nghĩa 5%. 2.3.2.4 Kết luận từ mơ hình:
Có thể kết luận rằng, ngang giá lãi suất ở Việt Nam khơng tồn tại vì chênh lệch trong lãi suất giữa VND và USD chỉ giải thích được một phần rất nhỏ (10,64%) sự thay đổi trong biến động tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của USD. Nguyên nhân của vấn đề này là trong thực tế, NHNN Việt Nam ấn định một biên độ giới hạn cho tỷ giá kỳ hạn giao dịch bằng cách lấy tỷ giá giao ngay cộng với điểm kỳ hạn. Theo đó, các NHTM tính tốn tỷ giá kỳ hạn bằng cách lấy tỷ giá giao ngay cộng thêm điểm kỳ hạn (do NHNN quy định) chứ khơng phải tính tốn theo IRP. Điều này chứng tỏ, sự can thiệp của Chính phủ (mà cụ thể là NHNN) vào tỷ giá là rất lớn, biểu hiện qua việc tỷ giá được kiểm soát khá chặt chẽ.
