5. Kết cấu của luận văn
2.2 Cơ chế thực hiện chính sách vơ hiệu hóa tại Việt Nam
2.2.3.1 Kiểm định mức độ thực hiện vơ hiệu hóa
Đầu tiên, chúng ta sẽ xét đến mơ hình tổng qt nhất:
ΔDC/RM = α + β1 ΔFR/RM + β2 ΔGDP (1)
Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội
Hệ số xác định R2 và R2 hiệu chỉnh (Adjusted R square) được dùng để đánh giá độ phù hợp của mơ hình. Vì R2 sẽ tăng khi đưa thêm biến độc lập vào mơ hình nên dùng R2 hiệu chỉnh sẽ an toàn hơn khi đánh giá độ phù hợp của mơ hình vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình. R2 hiệu chỉnh càng lớn thể hiện độ phù hợp của mơ hình càng cao.
Bảng 2.1 Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy 1 Model Summary Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate d i m e n s i o n 0 1 0.349a 0.122 0.088 0.02516299 a. Predictors: (Constant), GDP, FR/RM
R2 hiệu chỉnh của mơ hình là 0.088 8.8% nghĩa là 8.8% sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi mối liên hệ tuyến tính của các biến độc lập. Ta có thể thấy mức độ phù hợp của mơ hình khơng cao mà chỉ nằm ở mức độ chấp nhận được.
Phƣơng trình hồi quy tuyến tính
Bảng 2.2 Các thơng số thống kê của từng biến trong phƣơng trình 1
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) 0.020 0.019 1.095 0.278 FR/RM -0.475 0.186 -0.353 -2.557 0.014 GDP 0.005 0.003 0.226 1.638 0.107 a. Dependent Variable: DC/RM
Từ kết quả hồi quy, phương trình của mơ hình có dạng như sau:
Kết quả của hàm hồi quy cho thấy: hệ số trên biến dòng thu dự trữ ngoại hối rịng và tín dụng nội địa rịng có tương quan âm, với hệ số β1 = - 0.475 có ý nghĩa ở mức 5%. Kết quả này cho ta thấy một sự ảnh hưởng lớn từ việc thay đổi trong dự trữ ngoại hối sẽ tác động vào hiệu quả của vơ hiệu hóa. Khi dự trữ ngoại hối (FR) thay đổi 1% sẽ dẫn đến sự thay đổi nghịch chiều 47.5% trong tín dụng nội địa (DC). Điều này có nghĩa, những dịng thu đã bị vơ hiệu hóa bởi sự cắt giảm tài sản nội địa của NHNN và từ đó sự vơ hiệu hóa gia tăng nghĩa là sự thay đổi trong việc nắm giữ tài sản nội địa ngày càng giảm nhiều hơn. Điều này đã chứng minh cho những nhận định ban đầu của chúng ta về sự thay đổi của 2 loại tài sản này, chứng tỏ NHNN Việt Nam thật sự có quan tâm và vơ hiệu hóa lên các dịng vốn ngoại vào Việt Nam, tuy mức độ chưa cao.
Mặt khác, P-value của biến GDP là 10,7% > 5%, có nghĩa là biến này gần như khơng có ý nghĩa trong thống kê. Như vậy biến thay đổi tài sản nội địa rịng hầu như khơng có mối quan hệ nào với GDP danh nghĩa.
2.2.3.2 Kiểm định mối quan hệ giữa vơ hiệu hóa và lạm phát
Trong những năm gần đây, Việt Nam cũng đang phải đối mặt với hiện tượng lạm phát tăng cao. Nhằm kiểm chứng việc thay đổi DC có biểu hiện mối quan hệ nào với lạm phát (IF) đang gia tăng và GDP thực hiện nay của Việt Nam hay không, chúng ta tiếp tục thực hiện kiểm định mơ hình sau:
ΔDC/RM = α + β1 ΔFR/RM + β2 ∆GDP + β3 ∆IF (2)
Bảng 2.3 Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy 2 Model Summary Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate d i m e n s i o n 0 1 0.423a 0.179 0.131 0.02456760
a. Predictors: (Constant), GDP, IF, FR/RM
R2 hiệu chỉnh của mơ hình là 0.131 13,1% nghĩa là 13,1% sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi mối liên hệ tuyến tính của các biến độc lập. Mặc dù mức độ phù hợp của mơ hình là khơng cao, tuy nhiên, ta có thể thấy, việc thêm biến IF đã làm cho mơ hình đáng tin cậy hơn, theo đó chỉ số R2 và R2 điều chỉnh đều tăng.
Phƣơng trình hồi quy tuyến tính
Bảng 2.4 Các thơng số thống kê của từng biến trong phƣơng trình 2
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) 0.029 0.019 1.555 0.126 FR/RM -0.561 0.187 -0.417 -3.000 0.004 IF -0.003 0.002 -0.249 -1.884 0.065 GDP 0.004 0.003 0.214 1.586 0.119 a. Dependent Variable: DC/RM
Từ kết quả hồi quy, phương trình của mơ hình có dạng như sau:
ΔDC/RM = 0,029 – 0.561 ΔFR/RM + 0.004 ∆GDP - 0.003 ∆IF
Hàm hồi quy cũng cho ta thấy rằng biến dòng thu dự trữ ngoại hối rịng và tín dụng nội địa có tương quan âm, với hệ số = - 0.561 tại mức ý nghĩa 5% theo đúng như giả thiết mà chúng ta đang nghiên cứu. Bên cạnh đó, biến GDP lại
không mang ý nghĩa thống kê (do P-value của GDP = 11,9% >5% ). Điều này
cho thấy sự thay đổi trong tài sản tín dụng nội địa rịng (DC) khơng thể được giải thích bởi biến này.
Tuy nhiên, điều quan trọng mà mơ hình này muốn hướng tới chính là mức độ phụ thuộc của biện pháp can thiệp vơ hiệu hóa vào lạm phát tại Việt Nam. Kết quả hồi quy cho thấy hệ số = - 0.003 thể hiện rằng chỉ số lạm phát INFL có tác động ngược chiều nhưng rất nhỏ với mức độ của phản ứng vơ hiệu hóa. Thế nhưng, điều cần quan tâm là P-value của IF = 6,5% >5% đồng nghĩa với việc biến này hồn tồn khơng có ý nghĩa thống kê. Hay nói cách khác, chính sách vơ hiệu hóa hầu như khơng có ý nghĩa trong việc kiểm sốt lạm phát.
2.2.3.3 Kiểm định sự thay đổi mức vơ hiệu hóa lên các thành phần dịng thu của cán cân thanh tốn
Tiếp đến, do FR sẽ được tích lũy từ nhiều nguồn khác nhau, do đó, ta cũng đi xem xét hành động của việc can thiệp này theo thời gian có bị ảnh hưởng bởi nguồn gốc các dịng vốn hay khơng? Việc chính phủ thực hiện vơ hiệu hóa sẽ “nhắm” vào đối tượng nào? Là các dịng vốn “lạnh” hay các dịng vốn “nóng”? Bằng mơ hình hồi quy:
∆DC/RM = α + β1 ∆FDI/RM + β2 ∆FPI/RM + β3 ∆CA/RM + β4 ∆GDP (3)
Bảng 2.5 Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy 3 Model Summary Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate d i m e n s i o n 0 1 0.445a 0.198 0.134 0.02452318
a. Predictors: (Constant), GDP, CA/RM, FPI/RM, FDI/RM
Trong mơ hình hồi quy tuyến tính này, có đến 13,4% biến ∆DC/RM được giải thích bởi 4 biến độc lập trong mơ hình. Đồng thời, một lần nữa ta có thể thấy được rằng việc đưa thêm càng nhiều biến độc lập vào trong mơ hình càng làm tăng thêm nức độ phù hợp của mơ hình kiểm định.
Phƣơng trình hồi quy tuyến tính
Bảng 2.6 Các thơng số thống kê của từng biến trong phƣơng trình 3
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) 0.021 0.019 1.116 0.270 FDI/RM -0.079 0.038 -0.301 -2.069 0.044 FPI/RM -0.353 0.705 -0.068 -.501 0.619 CA/RM -0.452 0.145 -0.411 -3.108 0.003 GDP 0.004 0.003 0.184 1.335 0.188 a. Dependent Variable: DC/RM
Ta có thể thấy khi tách FR ra thành các biến cụ thể FDI, FPI và CA, hệ số của các biến này đều mang dấu âm, thể hiện một mối quan hệ nghịch chiều rõ ràng giữa tín dụng nội địa rịng và các thành phần của dịng thu cán cân thanh tốn. Tuy nhiên, biến FPI lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê, do P-value lên tới 61,9% . Điều này đồng nghĩa với việc biến FPI hầu như khơng có tác động nào lên sự thay đổi trong tài sản nội địa rịng. Đồng thời, nó cũng thể hiện rằng, trong thời gian qua Việt Nam chỉ thực hiện vơ hiệu hóa chủ yếu lên dịng vốn FDI và CA mà thôi. Điều này trùng khớp với những kết quả nghiên cứu trước đây ở các nước có thị trường mới nổi thuộc khu vực Châu Á và Châu Mỹ Latinh.
Ngoài ra, biến GDP một lần nữa lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê (do P- value =18,8% > 5%).
Các kết quả kiểm định qua các mơ hình khẳng định rằng sự thay đổi trong tài sản nước ngồi và tín dụng nội địa là có mối quan hệ nghịch chiều với nhau, lý giải cho việc thực hiện can thiệp vô hiệu hóa các luồng vốn nước ngoài đổ vào Việt Nam.Tuy nhiên, mức độ can thiệp còn khá khiêm tốn. Đồng thời, việc can thiệp này cũng xuất hiện trên các nhân tố FDI và CA, mặc dù vậy lại bỏ qua hai nhân tố FPI và IF.
2.2.4 Đánh giá việc thực hiện chính sách vơ hiệu hóa tại Việt Nam
Dựa trên kết quả kiểm định về định lượng đối với việc thực hiện can thiệp vơ hiệu hóa tại Việt Nam cùng với những kết quả phân tích định tính các yếu tố có liên quan tác động đã trình bày ở trên, tác giả xin đánh giá và đưa ra một số kết luận về việc thực thi chính sách này tại Việt Nam trong thời gian qua. Đồng thời, nêu rõ nguyên nhân của những hạn chế, khó khăn cịn tồn tại.
2.2.4.1 Việt Nam thực hiện can thiệp vơ hiệu hóa với hiệu quả chƣa cao
Có thể thấy, trong giai đoạn 2007 – 2008 và 2012 – 2013, NHNN đã có những biện pháp can thiệp vào thị trường ngoại hối, mua ngoại tệ và gia tăng dự trữ ngoại hối ở quy mô lớn do sức ép giữ ổn định tỷ giá. Cụ thể, như đã phân tích ở trên, lượng dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong những giai đoạn này tăng cao đột biến.
giảm nhẹ sự đánh đổi trong ràng buộc bộ ba bất khả thi, NHNN đã thực hiện các biện pháp can thiệp vơ hiệu hóa mang tính thị trường thơng qua thị trường mở (phát hành tín phiếu NHNN) Tuy nhiên, các biện pháp hấp thụ dịng vốn dư thừa chưa có hiệu quả cao khiến cho đồng nội tệ liên tục mất giá, lạm phát tăng cao, đồng nghĩa với việc NHNN đã phải từ bỏ một phần tính độc lập của chính sách tiền tệ. Nhận định này là hoàn toàn phù hợp với kết quả của mơ hình ước lượng.
Tuy nhiên, một câu hỏi được đặt ra là, Việt Nam là một trong những nước có tốc độ phát triển nhanh trên thế giới, được đánh giá là thị trường đầu tư khá an toàn và tiềm năng thu hút các dòng vốn mạnh mẽ. Thế nhưng, tại sao vẫn chưa thể thực hiện hiệu quả can thiệp vơ hiệu hóa? Câu trả lời cho câu hỏi này sẽ được làm rõ trong những nhận định tiếp theo.
2.2.4.2 Việt Nam thực hiện can thiệp vơ hiệu hóa chủ yếu thơng qua cơng cụ thị trƣờng và hầu nhƣ ít sử dụng đến cơng cụ phi thị trƣờng là dự trữ bắt buộc
Có thể nói, dự trữ ngoại hối là cơng cụ đầy quyền lực mà NHNN sử dụng để tác động lên lượng tiền mạnh cung ứng cho nền kinh tế thông qua các NHTM bởi những thay đổi nhỏ thơi cũng có thể làm ảnh hưởng đáng kể đến lượng tiền trong nước. Tuy nhiên, hiện nay, cơng cụ này ít được áp dụng do hệ thống NHTM Việt Nam dễ bị tổn thương và đang đối diện với các rủi ro thanh khoản, rủi ro nợ xấu và rủi ro chéo. Do đó, khó có thể chống đỡ thêm cú sốc gia tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc. Vì vậy, việc thơng qua một hệ thống ngân hàng chưa thực sự vững mạnh và có cơ cấu tốt như ở Việt Nam để thực hiện các chính sách thắt chặt tiền tệ là rất khó thực hiện.
Tuy nhiên, biện pháp vơ hiệu hóa bằng dự trữ bắt buộc khơng hồn tồn có ưu điểm bởi nếu lạm dụng nó có thể bóp méo tài chính, cản trở sự phát triển của thị trường trái phiếu và thay đổi hành vi của ngân hàng.
2.2.4.3 Việt Nam đã đánh mất một cơng cụ vơ hiệu hóa hữu hiệu. Đó là trái phiếu Chính phủ phiếu Chính phủ
Như đã nói ở trên, Chính phủ Việt Nam vẫn ưu tiên sử dụng chủ yếu các biện pháp vơ hiệu hóa mang tính thị trường (thơng qua thị trường mở). Tuy nhiên,
một câu hỏi được đưa ra là: tại sao chính phủ Việt Nam lại sử dụng tín phiếu NHNN thay vì trái phiếu Chính phủ để hút tiền về?
Trên thực tế, cơng cụ tín phiếu NHNN không thường xuyên được sử dụng do theo cơ chế thị trường thì trái phiếu Chính phủ đã đảm nhận được vai trị hàng hóa chủ đạo trên thị trường mở với những ưu thế hấp dẫn tuyệt đối cả về lãi suất, quy mơ, thời hạn, tính thanh khoản và mức độ rủi ro. Tuy nhiên, một thực tế đáng buồn là trái phiếu Chính phủ Việt Nam chưa thể được xem là một công cụ hiệu quả để thực hiện vơ hiệu hóa. Chính vì những bất ổn trên thị trường tiền tệ mà mọi nỗ lực phát hành trái phiếu Chính phủ để vô hiệu các tác động tiền tệ xấu lên thị trường gần như hoàn toàn thất bại.
Việt Nam theo cơ chế tỷ giá thả nổi có quản lý. Tuy nhiên, sự can thiệp của Chính phủ có vẻ như chưa thực sự hiệu quả khi tỷ giá liên tục biến động theo hướng đồng nội tệ bị định giá thấp, điều này gây ra những tác động tích cực cho xuất khẩu. Tuy nhiên, như đã phân tích ở trên, tích cực từ xuất khẩu khơng thể cứu vãn thâm hụt trầm trọng trong cán cân thanh tốn cũng như lịng tin tụt dốc của các nhà đầu tư.
Mặt khác, có một vấn đề nổi bật thường xuyên được nhắc đến trong những năm gần đây là cơ chế quản lý và điều hành doanh nghiệp của các doanh nghiệp Việt Nam. Ta có thể nhắc đến một ví dụ điển hình là Vinashin, một doanh nghiệp Nhà nước kém hiệu quả được Chính phủ bảo lãnh và cứu cánh quá mức nhưng càng ngày càng sa lầy và không thể cứu vãn được. Ngồi Vinashin cịn rất nhiều các doanh nghiệp khác mà chúng ra có thể biết hoặc chưa biết đến. Nhưng thật sự, chính sách bảo hộ quá đà của Chính phủ đã làm cho các doanh nghiệp ỷ lại dẫn đến cơ cấu điều hành và quản lý kém, làm mất lòng tin của các nhà đầu tư vào thị trường Việt Nam. Cuối cùng, hậu quả tất yếu là trái phiếu Chính phủ Việt Nam khơng cịn được dành một chút ưu ái nào, lãi suất không cao và thanh khoản không đảm bảo.
2.2.4.4 Việt Nam mới chỉ thực hiện vơ hiệu hóa trên dịng vốn FDI và CA mà bỏ qua dịng vốn “nóng” FPI
Kết quả kiểm định mơ hình hồi quy cho thấy, Việt Nam đã có thực hiện chính sách vơ hiệu hóa nhưng với một mức độ khơng cao, tuy nhiên, hầu như việc này chỉ xuất hiện trên các dòng vốn “lạnh” FDI và CA mà bỏ qua kiểm sốt dịng vốn “nóng” FPI, trong khi đây là mối quan tâm lớn với hệ số vơ hiệu hóa khá cao (- 0.353). Rõ ràng, với đặc trưng là sự bất ổn, dịng vốn này có thể dễ dàng làm chao đảo thị trường chứng khoán Việt Nam. Việc kiểm soát vốn như vậy sẽ mang đến những lợi ích nhất định, đồng thời cũng sẽ phát sinh những tiêu cực.
Phải nhìn nhận rằng, Việt Nam đã thực hiện can thiệp vơ hiệu hóa đối với dòng vốn FDI và CA, nhưng lạm phát vẫn ngày một gia tăng. Phải chăng, nó đến từ dịng vốn không được can thiệp vơ hiệu hóa - FPI. Trên thực tế, đây là dịng vốn khó trị và mang tính đảo chiều. Năm 2008, thị trường chứng khoán Việt Nam đã phải chứng kiến sự thối vốn ồ ạt của đầu tư gián tiếp thơng qua cả cổ phiếu và trái phiếu. Vốn FPI có những tác động nhiều chiều đối với nước tiếp nhận. Một mặt dịng vốn này góp phần làm tăng nguồn vốn trên thị trường vốn nội địa và làm giảm chi phi vốn thơng qua việc đa dạng hố rủi ro; thúc đẩy sự phát triển của hệ thống