Khi muốn điều chỉnh tỷ giá trong nước phải tính tốn thận trọng tỷ lệ và mức độ điều chỉnh để tránh tạo ra những tác động tiêu cực làm tăng chỉ số giá nhập khẩu, gián tiếp làm tăng chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng trong nước.
Với chính sách tiền tệ đa mục tiêu như hiện nay, đôi khi các động thái của chính sách tiền tệ sẽ mâu thuẫn với các biện pháp ổn định tỷ giá. Cụ thể, giai đoạn cuối năm 2008, đầu năm 2009, trong khi đồng Việt Nam đang chịu sức ép giảm giá, chính sách tiền tệ lại được điều chỉnh theo hướng nới lỏng tiền tệ nhằm đảm bảo mục tiêu tăng trưởng kinh tế do Chính phủ đặt ra khiến cho các biện pháp ổn định tỷ giá (bán ngoại tệ can thiệp, điều chỉnh tỷ giá theo hướng hỗ trợ xuất khẩu v.v…) không phát huy được hết hiệu quả. Như vậy, lý thuyết cũng như thực tế cho thấy việc phối hợp nhịp nhàng giữa chính sách tiền tệ và chính sách tỷ giá là một yêu cầu thiết yếu. Việc điều chỉnh tỷ giá tương đối linh hoạt phải dựa trên việc quản lý tương đối chặt chẽ chính sách tiền tệ. Thời gian tới, chính sách tiền tệ và chính sách tỷ giá hối đoái cần được phối hợp nhịp nhàng nhằm đảm bảo mục tiêu kiểm soát lạm phát, hạn chế nhập siêu cũng như giảm thiểu sức hấp dẫn của việc găm giữ ngoại tệ. Một vấn đề đặc biệt quan trọng là cần nâng cao năng lực thực hiện cơ chế tỷ giá linh hoạt. Trong bối cảnh kinh tế hiện nay, việc điều hành chính sách tỷ giá cần được cân nhắc kỹ lưỡng trên cơ sở tính tốn và nắm bắt xu hướng của tỷ giá hiệu lực thực (REER), để có những điều chỉnh phù hợp tỷ giá điều hành trung tâm hay biên độ giao động của tỷ giá. Hơn nữa, việc điều hành cơ chế tỷ giá hối đoái linh hoạt nhưng cũng cần thận trọng, thường xuyên bám sát biến động của đồng
USD trên thị trường thế giới và dựa trên quan hệ cung - cầu ngoại tệ ở thị trường trong nước để đảm bảo tránh những cú sốc về rủi ro khi môi trường kinh tế thay đổi nhanh chóng. Ln cơng bố biên độ dao động cả hai chiều, nghĩa là tỷ giá có thể tăng và cũng có thể giảm trong ngắn hạn, như vậy sẽ hạn chế được tâm lý chờ đợi đồng USD tăng giá thường xuyên so với VND. Các hoạt động can thiệp của Ngân hàng Nhà nước không thể là những cơng cụ về mặt ngun tắc để kiểm sốt tỷ giá hối đối, mà chỉ có những tác động nhất định rồi lại phải triệt tiêu thông qua những giao dịch ngược chiều sau đó. Hướng phát triển lâu dài là giảm dần sự điều tiết của Nhà nước bằng cách luôn mở cả hai chiều biên độ và tăng biên độ một cách đáng kể cho đến khi đã có đủ các điều kiện vĩ mơ (tăng trưởng kinh tế cao, bền vững; xây dựng và quản lý quỹ dự trữ ngoại hối quốc gia vững mạnh, đảm bảo an toàn, Kể từ năm 2003, NHNN đã bắt đầu tính tốn chỉ số REER và đưa vào làm cơ sở tham khảo trong điều hành tỷ giá hàng ngày nhằm dần dần tách rời sự neo buộc của VND vào đồng USD và từng bước gắn kết VND vào một “rổ tiền tệ” gồm các đồng tiền của các nước đối tác thương mại chính. Hàng ngày, NHNN cập nhật các biến động của tỷ giá hối đoái danh nghĩa của các đồng tiền trong rổ để đưa vào mơ hình xác định chỉ số tỷ giá hiệu lực thực này, bao gồm các biến số điều chỉnh lạm phát và quyền số thương mại. Chỉ số REER đã được sử dụng như một tham chiếu để NHNN tác động vào tỷ giá trên thị trường ngoại tệ liên ngân hàng nhằm hướng tỷ giá theo mức mục tiêu đảm bảo khả năng đối ngoại và hạn chế những tác động tiêu cực của diễn biến chỉ số giá tiêu dùng, thanh khoản và có lợi nhuận. Xây dựng một hệ thống ngân hàng đủ mạnh, có khả năng tham gia vào thị trường ngoại hối quốc tế; phát triển thanh toán qua ngân hàng; phát triển các thị trường tài chính, tiền tệ trong nước; chính sách huy động vốn ở trong và ngồi nước có hiệu quả, có hành lang pháp lý đồng bộ và đầy đủ để tạo dựng và duy trì mơi trường kinh doanh lành mạnh.
NHỮNG HẠN CHẾ CỦA LUẬN VĂN VÀ HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO.
- Số liệu được lấy từ nhiều nguồn khác nhau, IMF, SBV nên khơng có sự thống nhất trong cách tính tốn của các tổ chức này. Chuỗi dữ liệu các biến phân tích theo tháng khơng đầy đủ, nên tác giả phải tính bổ sung từ chuỗi dữ liệu theo q, nên có thể khơng chính xác với thực tế. Do đó có thể tính ra kết quả bị lệch và khơng chính xác hồn tồn.
- Tác giả chỉ phân tích về bộ ba bất khả thi tại Việt Nam dựa trên nguồn số liệu được cung cấp sẵn bởi Chin Ito nên sẽ có nhiều thiếu sót.
- Việc chọn độ trễ của mơ hình có thể khơng chính xác nên có thể ảnh hưởng đến kết quả của mơ hình.
- Tác giả chỉ chạy mơ hình VAR theo thứ tự Cholesky WCPI USSL USCPI USLS SL CPI M2 LS EX. Có thể kết quả sẽ thay đổi khi thay đổi thứ tự các biến trong mơ hình VAR.
- Để chạy được mơ hình VAR, tác giả đã lấy sai phân các biến (trừ biến LS) sau khi điều chỉnh theo mùa. Việc hiệu chỉnh theo mùa và lấy sai phân các biến cũng ít nhiều làm lệch dữ liệu và làm kết quả chạy mơ hình Var sai lệch.
- Do thời gian nghiên cứu ngắn, nên có thể việc nghiên cứu và cho ra những khuyến nghị chính sách có nhiều thiếu sót.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO: Tiếng Việt
- Đào Hùng và các cộng sự, 2012. Nhìn lại chính sách tiền tệ (2011-2012), gợi ý chính sách tiền tệ trong những năm tiếp theo. Học viện chính sách.
- Đinh Thị Thu Hồng, 2012. Bộ ba bất khả thi và một số biện pháp đo lường. Tạp
chí hội nhập và phát triển, số 6(16) – tháng 9-10/2012.
- Hồ Thị Bích Thảo, 2012. Chính sách tiền tệ trong mối quan hệ với lý thuyết bộ ba
bất khả thi tại Việt Nam.
- Lãi suất cơ bản của Ngân hàng nhà nước từ năm 2000 đến năm 2013, <http://www.sbv.gov.vn/portal/faces/vi/vim/vipages_cstt/laisuat/banglaisuat?loailai
suatID=1&_afrLoop=170163266117300&_afrWindowMode=0&_afrWindowId=w i5d1imxy_1#%40%3FloailaisuatID%3D1%26_afrWindowId%3Dwi5d1imxy_1%26 _afrLoop%3D170163266117300%26_afrWindowMode%3D0%26_adf.ctrl-
state%3Dwi5d1imxy_129> [Ngày truy cập : 12/08/2013].
- Lãi suất chiết khấu của Ngân hàng nhà nước từ năm 2000 đến năm 2013, <http://www.sbv.gov.vn/portal/faces/vi/vim/vipages_cstt/laisuat/banglaisuat?loailai
suatID=2&_afrLoop=170258188792900&_afrWindowMode=0&_afrWindowId=w i5d1imxy_126#%40%3FloailaisuatID%3D2%26_afrWindowId%3Dwi5d1imxy_12 6%26_afrLoop%3D170258188792900%26_afrWindowMode%3D0%26_adf.ctrl- state%3Dwi5d1imxy_250> [Ngày truy cập : 12/08/2013].
- Lê Nguyên Thông và các cộng sự, 2012. Bộ ba bất khả thi tại Việt Nam, lựa chọn
hiện tại và hướng đi tương lai.
- Ngô Mỹ Chi, 2011. Thực tiễn điều hành bộ ba bất khả thi tại Việt Nam
- Nguyễn Đăng Dờn và cộng sự, 2009. Lý thuyết tài chính tiền tệ. Trường Đại Học Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh.
- Nguyễn Phi Lân, 2010. Cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc độ phân tích định lượng. Vụ thống kê tiền tệ NHNN.
- Nguyễn Thị Huyền Anh , 2011. Sử dụng chính sách tiền tệ trong kiềm chế lạm phát ở Việt Nam theo lý thuyết bộ ba bất khả thi.
- Nguyễn Thị Kim Thanh, 2012. Không chỉ đơn giản là phá giá đồng tiền. Tạp chí tài chính.
- Nguyễn Văn Lượng, 2009. Bộ ba bất khả thi: lý luận và đánh giá sự thay đổi cấu
trúc tài chính ở các quốc gia đang phát triển – đánh giá mẫu hình bộ ba bất khả thi tại Việt Nam.
- Nhà xuất bản tri thức, 2012. Lạm phát mục tiêu và hàm ý đối với khn khổ và chính sách tiền tệ ở Việt Nam.
- NHNN, 2010. Báo cáo kinh tế vĩ mô năm 2010.
- NHNN, 2013. Nhìn lại 2 năm điều hành chính sách của Ngân hàng Nhà nước: Kết
quả và những thách thức.
- Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định. Tài chính Quốc tế. Trường Đại Học Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh.
- Trần Thị Lương Bình, 2013. Chính sách tỷ giá và những vấn đề cần đặt ra. Tạp chí kinh tế tài chính số 2-2013.
- Trương Minh Huy và Đoàn Thị Thu Huyền, 2008. Lý thuyết bộ ba bất khả thi – con đường nào cho chính sách ở Việt Nam.
- Võ Thị Thanh Trúc, 2012. Nghiên cứu hiệu ứng truyền dẫn tỉ giá ERPT vào lạm phát ở Việt Nam trước và sau khi gia nhập WTO (2000 – 2011). Luận văn Thạc sĩ.
Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
- Vũ Đình Ánh, 2013. Linh hoạt trong điều hành chính sách tiền tệ. Báo nhân dân số ra ngày 23/09/2013.
Tiếng Anh
- Aizenman.J, M.D Chinn, H. Ito, 2008. Assessing the emerging global financial architecture: Measuring the trillemma’s configurations over time. NBER Working
paper series.
- Axel Löffler at al., 2012. Limits of Monetary Policy Autonomy by East Asian Debtor Central Banks.
- Federal Reserve Bank of New York, 2000 – 2013, Federal Funds Data, [online] Available at: <http://www.newyorkfed.org/markets/omo/dmm/fedfundsdata.cfm>
[Accessed 10 August 2013].
- Frankel, 1999. No single currency regime is right for all countries or at all times. NBER Working paper series.
- Hiro Ito, 2012. Notes on the Chinn- Ito financial openness index 2012 update. - IMF elibrary – Data, 2013. Data and Statistics [online] Available at: <
http://www.imf.org/external/datamapper/index.php> [Accessed 10 August 2013]
- Le Anh Tu Packard, 2007. Monetary Policy in Vietnam: Alternatives to Inflation
Targeting.
- Niloufer Sohrabji, 2011. Impact of Exchange Rates on Consumer Prices in India
: Comparing different trade Liberalization and Monetary Policy Regimes.
- Rakesh Mohan and Muneesh Kapur, 2009. Volatile Capital Flows and Indian Monetary Policy.
- Rakesh Mohan and Muneesh Kapur, 2009. Managing the Impossible Trinity. - Takatoshi Ito and Kiyotaka Sato, 10.2007. Exchange Rate Changes and Inflation
PHỤ LỤC 1
Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Test) CPI
Null Hypothesis: D(CPI) has a unit root_bậc 1 Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.022496 0.0000 Test critical values: 1% level -3.473096
5% level -2.880211 10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CPI,2)
Method: Least Squares Date: 08/12/13 Time: 21:23
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable
Coefficie
nt Std. Error t-Statistic Prob. D(CPI(-1)) -0.282904 0.056327 -5.022496 0.0000 C 0.330008 0.105723 3.121443 0.0022 R-squared 0.142335 Mean dependent var 0.004934 Adjusted R-squared 0.136693 S.D. dependent var 1.116505
S.E. of regression 1.037393 Akaike info criterion 2.924200 Sum squared resid 163.5800 Schwarz criterion 2.963641 Log likelihood -223.1634 Hannan-Quinn criter. 2.940221 F-statistic 25.22546 Durbin-Watson stat 2.225334 Prob(F-statistic) 0.000001
CPI dừng ở bậc 1
EX
Null Hypothesis: D(EX) has a unit root_bậc 1 Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -13.73824 0.0000 Test critical
values: 1% level -3.473096 5% level -2.880211 10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(EX,2)
Method: Least Squares Date: 08/12/13 Time: 21:26
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable
Coefficie
nt Std. Error t-Statistic Prob. D(EX(-1)) -1.107927 0.080645 -13.73824 0.0000 C 48.71753 15.99165 3.046435 0.0027
R-squared 0.553911 Mean dependent var -
0.110390 Adjusted R-
squared 0.550976 S.D. dependent var 288.7479
S.E. of regression 193.4878
Akaike info
criterion 13.38121 Sum squared resid 5690504. Schwarz criterion 13.42065
Log likelihood -1028.353
Hannan-Quinn
criter. 13.39723 F-statistic 188.7392 Durbin-Watson stat 2.005888 Prob(F-statistic) 0.000000
E
EX dừng ở sai phân bậc 1
LS
Null Hypothesis: LS has a unit root_bậc 0 Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.287235 0.0007 Test critical
values: 1% level -3.473096 5% level -2.880211
10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LS)
Method: Least Squares Date: 08/12/13 Time: 21:27
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable
Coefficie
nt Std. Error t-Statistic Prob. LS(-1) -0.092680 0.021618 -4.287235 0.0000 D(LS(-1)) 0.619303 0.063895 9.692546 0.0000 C 0.769484 0.181456 4.240610 0.0000 R-squared 0.401178 Mean dependent var 0.000000 Adjusted R-
squared 0.393246 S.D. dependent var 0.425187
S.E. of regression 0.331197
Akaike info
criterion 0.647081 Sum squared resid 16.56339 Schwarz criterion 0.706242
Log likelihood -46.82520
Hannan-Quinn
criter. 0.671112 F-statistic 50.58082 Durbin-Watson stat 1.999311 Prob(F-statistic) 0.000000
M2
Null Hypothesis: D(M2) has a unit root_bậc 1 Exogenous: Constant
Lag Length: 8 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.140657 0.0000 Test critical
values: 1% level -3.475500 5% level -2.881260 10% level -2.577365 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(M2,2)
Method: Least Squares Date: 08/12/13 Time: 21:28
Sample (adjusted): 2000M11 2012M12 Included observations: 146 after adjustments
Variable
Coefficie
nt Std. Error t-Statistic Prob. D(M2(-1)) -2.200143 0.308115 -7.140657 0.0000 D(M2(-1),2) 1.158193 0.287774 4.024661 0.0001 D(M2(-2),2) 1.162407 0.267368 4.347598 0.0000 D(M2(-3),2) 0.702739 0.241964 2.904312 0.0043 D(M2(-4),2) 0.691947 0.212132 3.261868 0.0014
D(M2(-5),2) 0.673202 0.178172 3.778390 0.0002 D(M2(-6),2) 0.437898 0.136261 3.213676 0.0016 D(M2(-7),2) 0.504199 0.109731 4.594859 0.0000 D(M2(-8),2) 0.443168 0.076846 5.766931 0.0000 C 2726.173 2583.380 1.055274 0.2932 R-squared 0.675464 Mean dependent var 100.8265 Adjusted R-
squared 0.653988 S.D. dependent var 52554.84
S.E. of regression 30914.23
Akaike info
criterion 23.58186 Sum squared resid 1.30E+11 Schwarz criterion 23.78621
Log likelihood -1711.475
Hannan-Quinn
criter. 23.66489 F-statistic 31.45114 Durbin-Watson stat 2.046143 Prob(F-statistic) 0.000000
M2 dừng ở bậc 1
SL
Null Hypothesis: D(SL) has a unit root_bậc 1 Exogenous: Constant
Lag Length: 13 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.430906 0.0004 Test critical
values: 1% level -3.477144 5% level -2.881978 10% level -2.577747
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(SL,2)
Method: Least Squares Date: 08/12/13 Time: 21:30
Sample (adjusted): 2001M04 2012M12 Included observations: 141 after adjustments
Variable
Coefficie
nt Std. Error t-Statistic Prob. D(SL(-1)) -7.937232 1.791334 -4.430906 0.0000 D(SL(-1),2) 5.925644 1.746235 3.393382 0.0009 D(SL(-2),2) 4.921168 1.655244 2.973078 0.0035 D(SL(-3),2) 4.174079 1.518385 2.749026 0.0069 D(SL(-4),2) 3.533817 1.371347 2.576896 0.0111 D(SL(-5),2) 2.957626 1.224330 2.415710 0.0171 D(SL(-6),2) 2.265075 1.082157 2.093111 0.0383 D(SL(-7),2) 1.638806 0.938433 1.746322 0.0832 D(SL(-8),2) 0.980226 0.793349 1.235555 0.2189 D(SL(-9),2) 0.236577 0.648786 0.364646 0.7160 D(SL(-10),2) -0.519119 0.501097 -1.035966 0.3022 D(SL(-11),2) -1.100724 0.352358 -3.123881 0.0022 D(SL(-12),2) -0.816085 0.214087 -3.811922 0.0002 D(SL(-13),2) -0.392805 0.096148 -4.085432 0.0001 C 10.57574 2.491542 4.244658 0.0000
R-squared 0.923571 Mean dependent var -
0.075253 Adjusted R-0.915078 S.D. dependent var 31.51906
squared
S.E. of regression 9.185069
Akaike info
criterion 7.373323 Sum squared resid 10630.05 Schwarz criterion 7.687021
Log likelihood -504.8193
Hannan-Quinn
criter. 7.500799 F-statistic 108.7556 Durbin-Watson stat 2.104443 Prob(F-statistic) 0.000000
SL dừng tại bậc 1
USCPI
Null Hypothesis: D(USCPI) has a unit root_bậc 1 Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -18.45865 0.0000 Test critical
values: 1% level -3.473096 5% level -2.880211 10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(USCPI,2)
Date: 08/12/13 Time: 21:31
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable
Coefficie
nt Std. Error t-Statistic Prob. D(USCPI(-1)) -1.383441 0.074948 -18.45865 0.0000 C 0.320645 0.101530 3.158120 0.0019
R-squared 0.691510 Mean dependent var -
0.006232 Adjusted R-
squared 0.689480 S.D. dependent var 2.226400
S.E. of regression 1.240646
Akaike info
criterion 3.282044 Sum squared resid 233.9589 Schwarz criterion 3.321485
Log likelihood -250.7174
Hannan-Quinn
criter. 3.298065 F-statistic 340.7218 Durbin-Watson stat 2.048851 Prob(F-statistic) 0.000000
USCPI dừng tại bậc 1.
USLS
Null Hypothesis: D(USLS) has a unit root_bậc 1 Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.114023 0.0000
Test critical
values: 1% level -3.473096 5% level -2.880211 10% level -2.576805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(USLS,2)
Method: Least Squares Date: 08/12/13 Time: 21:33
Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments
Variable
Coefficie
nt Std. Error t-Statistic Prob. D(USLS(-1)) -0.285059 0.055741 -5.114023 0.0000 C -0.011610 0.011091 -1.046836 0.2968
R-squared 0.146802 Mean dependent var -
0.001818 Adjusted R-
squared 0.141189 S.D. dependent var 0.146285
S.E. of regression 0.135565
Akaike info criterion
-
1.145825
Sum squared resid 2.793448 Schwarz criterion - 1.106384 Log likelihood 90.22851 Hannan-Quinn criter. - 1.129804
F-statistic 26.15323 Durbin-Watson stat 2.060885 Prob(F-statistic) 0.000001
USLS dừng tại sai phân bậc 1.
USSL
Null Hypothesis: D(USSL) has a unit root _bậc 1