Bảng 5.12 : Kết quả chạy hồi quy mô hình 8
5. Kết quả nghiên cứu
5.2.1. Mơ hình 1: 1= α1ERS t+ α2MI t+ α3KAOPENt
Bảng 5.2 : Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 1
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.2 cho thấy R2 = 0.998 nhưng chỉ số ERS có t-statistic cao (114.0977), cịn lại hai chỉ số MI và KAOPEN có t-statistic thấp nên mối quan hệ tuyến tính giữa ba chỉ số của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam không rõ ràng.
5.2.2. Mơ hình 2: Log (2) = β1(ERSt + 1)+ β2 (MIt + 1) + β3 (KAOPENt + 1)
Bảng 5.3: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 2
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.3 cho thấy hệ số
xác định R2
= 0.999 chỉ số ERS có t-statistic cao (27.61592), chỉ số KAOPEN tương đối đạt t-statistic gần đến mức 1.8 (1.69) và MI có t- statistic hơi thấp (1.11). Đồng thời chỉ số AIC thấp (-9.922) nên mơ hình hồi quy log - tuyến tính giữa ba chỉ số của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam thể hiện rõ hơn mơ hình hồi quy tuyến tính.
5.2.3. Mơ hình 3: 1 = λ1 log ERSt + λ2 log MIt + λ3 log KAOPENt Bảng 5.4 : Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 3
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.4 cho thấy hệ số xác định R2 = 0.7 chỉ số LOG (KAOPEN) có t-statistic cao (11.17), chỉ số LOG (ERS) tương đối đạt t-statistic gần đến mức 1.8 (1.59) và LOG (MI) có t-statistic thấp (0.73). Đồng thời chỉ số AIC cao hơn hai mơ hình hồi quy tuyến tính và log – tuyến tính (-0.76) nên mơ hình hồi quy tuyến tính – log khơng phù hợp với bộ ba bất khả thi tại Việt Nam.
5.2.4. Mơ hình 4: Log (2) = φ1log (ERSt + 1) + φ2 log (MIt + 1) +
φ3 log (KAOPENt + 1)
Bảng 5.5 : Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 4
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.5 cho thấy hệ số xác định R2
= 0.99 chỉ số LOG (ERS+1) có t-statistic cao (150.8214), chỉ số LOG (MI+1) tương đối đạt t-statistic gần đến mức 1.7 (1.73) và LOG (KAOPEN+1) có t-statistic thấp (0.72). Chỉ số AIC thấp hơn hai mơ hình hồi quy tuyến tính và tuyến tính – log (-9.13). Tuy nhiên nếu đem so sánh với mơ hình log – tuyến tính thì mơ hình log – log không thể hiện rõ mối quan hệ giữa ba chỉ số của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam bằng.
Kết luận :
Dựa vào kết quả hồi quy của bốn mơ hình hồi quy 1, 2, 3, 4 tác giả thấy rằng có mối quan hệ tuyến tính giữa các chỉ số của bộ ba bất khả thi vì có R2 cao (0.7 - 0.999). Khi tác giả đem so sánh bốn mơ hình (1), (2), (3), (4) nhận thấy rằng, mơ hình hồi quy log – tuyến tính có giá trị R2 cao nhất, AIC có giá trị nhỏ nhất, đồng thời các hệ số của ERS, MI cũng gần đạt mức ý nghĩa 10% nên mơ hình log – tuyến tính phù hợp với chính sách điều hành bộ ba bất khả thi tại Việt Nam nhất.
Mơ hình log – tuyến tính của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam
Log (2) = 0.144207*(ERSt+1) + 0.001969*(MIt+1) + 0.010294*(KAOPENt+1)
Dựa trên các hệ số ước lượng, tác giả nhận thấy rằng các nhà làm chính sách của Việt Nam đặt tỷ trọng tỷ giá cố định cao hơn độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính.
5.3. Kết quả mơ hình hồi quy tác động của bộ ba bất khả thi lên lạm phát, tăng trƣởng, biến động lạm phát và biến động sản lƣợng đầu ra
5.3.1. Mơ hình 5: IR = α4ERSt + α5MIt + α6KAOPENt
Bảng 5.6: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 5
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.6 cho thấy hệ số xác định R2
= 0,221547 ứng với F = 1,138398 và P-value (của F) = 0.372927 > 0,05 nên các biến độc lập ổn định tỷ giá (ERS), độc lập tiền tệ (MI), hội nhập tài chính (KAOPEN) trong mơ hình 5 khơng giải thích được sự ảnh hưởng đối với tỷ lệ lạm phát tại Việt Nam.
5.3.2. Mơ hình 6: GR = α9ERSt + α10MIt + α11KAOPENt Bảng 5.7: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 6 Bảng 5.7: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 6
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.7 cho thấy hệ số xác định R2
= 0,530621 ứng với F = 4,521894 và P-value (của F) = 0.024218 < 0,05 nên các biến độc lập ổn định tỷ giá (ERS), độc lập tiền tệ (MI), hội nhập tài chính (KAOPEN) trong mơ hình 5 giải thích được sự ảnh hưởng đối với tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam.
Ý nghĩa của các hệ số hồi quy trong mơ hình: Qua bảng 5.7 cho thấy P-value của biến MI (0,0043) nhỏ hơn 0,05 nên biến này có ý nghĩa thống kê trong mơ hình 6. Cịn các biến ERS (0,6996), KAOPEN (0,9741) lớn hơn 0,05 nên hai biến này khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình 6.
Kiểm định về tính độc lập của sai số (khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ)
Bảng 5.8: Kết quả kiểm định về tính độc lập của sai số của mơ hình 6
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Theo Bảng 5.8 kiểm tra Breusch-Godfrey Test cho thấy xác suất P-value của nR2
là 0,5242 > 0,05 nên khơng có hiện tượng tự tương quan xuất hiện trong mơ hình 6.
Kiểm định khơng có mối tƣơng quan giữa các biến độc lập (đo lƣờng đa cộng tuyến):
Bảng 5.9: Hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập ERS, MI, KAOPEN GR ERS MI KAOPEN GR 1 ERS 0.199207 1 MI -0.723948 -0.378079 1 KAOPEN 0.075831 -0.129187 -0.076847 1
Theo bảng 5.9 hệ số tương quan giữa các biến, tác giả nhận thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mơ hình rất thấp (< 0,8). Chỉ số ổn định tỷ giá (ERS) và chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN) có mối tương quan dương với chỉ số tăng trưởng kinh tế (GR) (hệ số tương quan > 0); ngược lại, chỉ số độc lập tiền tệ có mối tương quan âm với chỉ số tăng trưởng kinh tế (GR) (hệ số tương quan < 0). Vì vậy có thể khẳng định rằng khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra giữa các biến độc lập trong mơ hình 6.
Kiểm định về phƣơng sai của sai số không đổi
Bảng 5.10: Kết quả kiểm định về phƣơng sai của sai số khơng đổi của mơ hình 6
Theo bảng 5.10 cho thấy P-value của nR2= 0,5525 > 0,05 nên phương sai của mơ hình 6 khơng thay đổi.
5.3.3. Mơ hình 7: IV = α12ERSt + α13MIt + α14KAOPENt Bảng 5.11: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 7 Bảng 5.11: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 7
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.11 cho thấy hệ số
xác định R2
= 0,359825 ứng với F = 2,248287 và P-value (của F) = 0,135123 > 0,05 nên các biến độc lập ổn định tỷ giá (ERS), độc lập tiền tệ (MI), hội nhập tài chính (KAOPEN) trong mơ hình 7 khơng giải thích được sự ảnh hưởng đối với biến động lạm phát tại Việt Nam.
5.3.4. Mơ hình 8: OV = α15ERSt + α16MIt + α17KAOPENt Bảng 5.12: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 8
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.12 cho thấy hệ số
xác định R2
= 0,130321 ứng với F = 0,599400 và P-value (của F) = 0,627580 > 0,05 nên các biến độc lập ổn định tỷ giá (ERS), độc lập tiền tệ (MI), hội nhập tài chính (KAOPEN) trong mơ hình 8 khơng giải thích được sự ảnh hưởng đối với biến động sản lượng đầu ra tại Việt Nam.
Kết luận:
Dựa vào các kết quả chạy hồi quy tuyến tính và các kiểm định trên, chỉ duy nhất yếu tố độc lập tiền tệ tác động ngược chiều đến tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam, tức là càng độc lập về tiền tệ thì tăng trưởng kinh tế càng thấp. Điều này giống với kết quả nghiên cứu của
biến động lạm phát và biến động sản lượng đầu ra ở Bulgari (2012), Cộng hịa Séc (2012) và Brazil (2013). Bên cạnh đó, điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của ACI (2008b).
Ngoài ra, khi tác giả đem so sánh kết quả này với nghiên cứu luận văn thạc sỹ của Trương Thị Cẩm Nguyên (2012), tác giả có cùng chung kết luận vể việc độc lập tiền tệ làm giảm tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên do tác giả Trương Thị Cẩm Nguyên (2012) có sử dụng thêm yếu tố dự trữ ngoại hối để đo lường tác động của bộ ba bất khả thi lên lạm phát, tăng trưởng kinh tế nên kết quả các phần còn lại khác với kết luận của tác giả; cụ thể, hội nhập tài chính cũng làm giảm tăng trưởng nhưng ổn định tỷ giá thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Riêng kết quả, khơng có yếu tố nào của bộ ba bất khả thi tác động đến lạm phát, biến động lạm phát và biến động sản lượng đầu ra tại Việt Nam, giống với kết quả nghiên cứu của Yu Hsing tại Bulgari (2012).
6. Kết luận
Qua nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam, một lần nữa chứng minh rằng việc lực chọn chính sách bộ ba bất khả thi để điều hành nền kinh tế vĩ mơ có vai trị hết sức quan trọng. Tùy theo từng thời điểm, đặc điểm của nền kinh tế mà mỗi quốc gia có lựa chọn chính sách bộ ba bất khả thi riêng để đạt được mục tiêu vĩ mô đặt ra.
Các nghiên cứu thực nghiệm về lý thuyết bộ ba bất khả thi của nhóm tác giả ACI cho thấy việc đánh đổi giữa các yếu tố bộ ba bất khả thi là tất yếu. Các bằng chứng thực nghiệm cũng cho thấy lý thuyết này đã được ứng dụng vào thực tế một cách linh hoạt. Các mẫu hình bộ ba bất khả thi khác nhau ở các nhóm nước khác nhau và thay đổi theo thời gian. Những nghiên cứu của Yu Hsing 2012 cho thấy việc lựa chọn
chính sách bộ ba bất khả thi khác nhau giữa các quốc gia, dẫn đến những tác động của bộ ba bất khả thi lên lạm phát, tăng trưởng kinh tế, biến động lạm phát và biến động sản lượng đầu ra cũng khác nhau.
Luận văn đề cập một cách tổng quát các bằng chứng thực nghiệm về việc điều hành bộ ba bất khả thi trên thế giới và thực trạng các chính sách tài chính vĩ mơ điều hành bộ ba bất khả thi ở Việt Nam trong thời gian qua. Những phân tích, kiểm định cho thấy bộ ba bất khả thi tại Việt Nam có mơ hình hồi quy log – tuyến tính. Bên cạnh đó, tác giả đã thực hiện kiểm định các yếu tố bộ ba bất khả thi và mối liên hệ của các yếu tố này đến nền kinh tế thông qua lạm phát, tăng trưởng kinh tế, biến động lạm phát và biến động sản lượng và thu được kết quả: khơng có nhân tố nào của bộ ba bất khả thi tác động đến lạm phát, biến động lạm phát và biến động sản lượng đầu ra. Chính sách độc lập tiền tệ càng cao thì tăng trưởng kinh tế càng giảm.
Hạn chế của nghiên cứu và hướng nghiên cứu tiếp theo:
Dữ liệu nghiên cứu còn hạn chế với mẫu kiểm định các yếu tố bộ ba bất khả thi trong kỳ quan sát 1997 – 2012 với số lượng 16 quan sát.
Phân tích chính sách tài chính vĩ mơ chỉ tập trung vào một số vấn đề nổi bật, chưa phân tích tồn diện các yếu tố trong chính sách.
Chỉ số KAOPEN vẫn còn thiếu yếu tố FII ra do đó tác động khơng nhỏ đến kết quả kiểm định hồi quy của tác giả.
Hiện nay mơ hình bộ ba bất khả thi đã thêm một yếu tố khá quan trọng là tỷ lệ dự trữ ngoại hối. Trong bài nghiên cứu này, tác giả không đề cập đến yếu tố này do tác giả dựa trên mơ hình nghiên cứu của Yu Hsing (2012).
Bài nghiên cứu này tác giả chủ yếu dựa trên các bài nghiên cứu của Yu Hsing về tác động của bộ ba bất khả thi lên lạm phát, tăng
trưởng, biến động lạm phát, biến động sản lượng đầu ra ở các nước Brazil, Bulgari, Hy Lạp, Cộng Hịa Séc; do đó, khơng thể tránh khỏi việc thiếu sót vì khơng có cái nhìn tổng quát của nhiều nghiên cứu khác.
Những hạn chế trên đây nên được khắc phục tốt trong các nghiên cứu tiếp theo. Đồng thời, các nghiên cứu tiếp theo cần áp dụng các phương pháp khác để tính tốn chỉ số KAOPEN nhằm có cái nhìn nhiều khía cạnh hơn về bộ ba bất khả thi.
TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt
1. Lê Xuân Nghĩa, “Một số giải pháp về chính sách tỷ giá hối đối hỗ trợ phát triển kinh tế và doanh nghiệp”, Tạp chí kinh tế phát triển số 212, 2008.
2. Nguyễn Thị Thu Hằng và các tác giả (2010), “Lựa chọn chính sách tỷ giá trong bối cảnh phục hồi kinh tế”, VEPR
3. Nguyễn Xuân Thành (2003), “Việt Nam: con đường đi đến tự do hóa lãi suất”, Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright
4. Nguyễn Văn Thày (2010), “Giải pháp nâng cao hiệu quả chính sách
tiền tệ”, Quản trị tài chính.
5. Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định (2005), Sách Tài Chính Quốc
Tế, chương 10 “Tác động của Chính phủ đối với tỷ giá hối đối”,
chương 11 “Bộ ba bất khả thi và những thay đổi trong cấu trúc tài chính quốc tế”.
Tiếng Anh
6. Aizenman, J., (2010) “The Impossible Trinity (aka The Policy Trilemma)”, The Encyclopedia of Financial Globalization, UCSC and the NBER.
7. Aizenman, J., M. Chinn, D., Ito, H., (2008a) “The “Impossible Trinity” Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing”, University of Wisconsin & the NBER Portland State University, UCSC & the NBER.
8. Aizenman, J., Chinn, M.D., Ito, H., (2008b) “Assessing the Emerging Global Financial Architecture: Measuring the Trilemma's
Configurations over Time”, NBER working paper series, Working Paper 14533, http://www.nber.org/papers/w14533
9. Aizenman, J., Chinn, M.D., Ito, H., (2010) “The Emerging Global Financial Architecture: Tracing and Evaluating the New Patterns of the Trilemma's Configurations”, Journal of International Money and Finance, pp. 615-641
10. Aizenman, J., Chinn, M.D., Ito, H., (2011a) “Surfing the Waves of Globalization: Asia and Financial Globalization in the Context of the Trilemma”, Journal of the Japanese and International Economies, 25, pp. 290-320
11. Aizenman, J., Chinn, M.D., Ito, H., (2011b) “The Trilemma Indexes”, http://web.pdx.edu/~ito/trilemma_indexes.htm
12. Aizenman, J., Chinn, M.D., Ito, H., (2011)“Trilemma Configurations in Asia in an Era of Financial Globalization”, UCSC. 13. Aizenman, J., Ito, H., (2011b) “Trilemma Policy Convergence
Patterns and Output Volatility”, manuscript, UCSC.
14. Aizenman, J., Ito, H., (2012) “Trilemma Policy Convergence Patterns and Output Volatility”, NBER working paper, NBER. 15. Aizenman, J., Glick, R., (2009) “Sterilization, Monetary Policy, and
Global Financial Integration”, Review of International Economics, 17, pp. 816-840
16. Aizenman. J., Sengupta, R., (2011) “The Financial Trilemma in China and a Comparative Analysis with India”, UCSC and the NBER; IFMR, India.
17. Căpraru, B., Ihnatov, I., (2011) “The effect of exchange rate arrangements on transmission of interest rates and monetary policy independence: evidence from a group of new EU member
countries”, Scientific Annals of the “Alexandru Ioan Cuza” University of Iasi – Economic Sciences Section, 58, pp.71-81
18. Chinn, M.D., Ito, H., (2008) “A New Measure of Financial Openness”, Journal of Comparative Policy Analysis, 10, pp. 309- 322
19. Cortuk, O., Singh, N., (2011) “Turkey's trilemma trade-offs: is there a role for reserves?, MPRA Paper No. 33887.
20. Cortuk, O., Turhan, I., Akcelik, Y., (2012) “Mitigating Turkey's trilemma trade-offs”, MPRA Paper No. 40101.
21. Frankel, J.A., Schmukler, S.L., Serven, L., (2004) “Global Transmission of Interest Rates: Monetary Independence and Currency Regime”, Journal of International Money and Finance, 23, pp. 701-733
22. Ghosh, A., Gulde, A., Ostry, J., (1997) “Does the Nominal Exchange Rate Regime Matter?”, NBER Working Paper No 5874 23. Hutchison, M.M., Rajeswari, S., Singh, N., (2010) “India’s
trilemma: Financial Liberalization, Exchange Rates and Monetary Policy”, Working Papers, Santa Cruz Institute for International Economics, No. 10-09
24. Hsing, Y., (2012) “Effects of the Trilemma Policies on Inflation, Growth and Volatility in Bulgaria”, Theoretical and Applied Economics Volume XIX, No. 4(569), pp. 49-58
25. Hsing, Y., (2012) “Impact of the Trilemma Policies on Inflation, Growth and Volatility in Greece”, International Journal of Economics and Financial Issues Vol. 2, No. 3, pp.373-378
26. Hsing, Y., (2012) “Studies of the Trilemma Policies and their impacts on Inflation, Growth and Volatility in Czech Republic”,
International Research Journal of Applied Finance , Vol.3, Issues 11, pp. 1624-1632
27. Hsing, Y., (2012) “Test of the trilemma for five selected Asian countries and policy implications”, Applied Economics Letters , Vol.19, pp. 1735-1739
28. Hsing, Y., (2012) “Test of the Impossible Trinity Hypothesis for five selected countries in the Asian and Pacific Regions”, Economics Bulletin, Vol.32, Issues 1, pp. 616-623
29. Hsing, Y., (2013) “ Study of The trilemma policies and their impacts on Inflation, Growth and Volatility in Brazil”, Global Journal of Management and Business research Finance, Vol.13, Issues 5, Version 1.0
30. Mankiw, N.G., (2010) “The Trilemma of International Finance”, New York Times, July 1
http://www.nytimes.com/2010/07/11/business/economy/11view.htm l
31. Mundell, R.A., (1963) “Capital Mobility and Stabilization Policy under Fixed and Flexible Exchange Rates”, Canadian Journal of Economic and Political Science, 29, pp. 475-485
32. http://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.CD 33. http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?qb=53256de0351aa74ecce72ce7db3b5 1df 34. http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?qb=9695ad15ff400d5c001387e3e879b d8c
35. http://elibrary-