2.4.1 .Mô tả dữ liệu, mơ hình và phƣơng pháp nghiên cứu
2.4.2. Kết quả kiểm định việc thực hiện chính sách vơ hiệu hóa tại Việt Nam
Nam
2.4.2.1. Kiểm định mức độ thực hiện vơ hiệu hóa
Từ những nhận định ban đầu về việc kiểm soát vốn của Việt Nam, bây giờ chúng ta sẽ tiến hành kiểm định kết quả cho việc thực hiện chính sách này nhƣ thế nào. Đầu tiên sẽ tiến hành kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu đầu vào bằng phƣơng pháp kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) :
Bảng 2.1. Bảng kiểm định tính dừng các biến trong mơ hình
Biến quan sát t-Statistic p-value
∆DC/RM -5.206746 0.0001 (chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%) ∆FR/RM -6.088104 0.0000 (chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%) ∆FDI/RM -7.076434 0.0000 (chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%) ∆FPI/RM -8.22683 0.0000 (chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%) ∆CA/RM -4.93425 0.0002 (chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%) ∆IF -6.457115 0.0000 (chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%) ∆GDP -3.850279 0.0044 (chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%)
Nguồn: kiểm định của tác giả
Kết quả cho thấy tất cả các biến trong mơ hình đều dừng ở chuỗi gốc.
Tiếp đến, tiến hành ƣớc lƣợng hệ số vơ hiệu hóa thơng qua sự thay đổi của tài sản tín dụng nội địa rịng dựa trên lƣợng tiền dự trữ ( DC/RM), chịu sự tác động của biến độc lập là sự thay đổi của dự trữ ngoại hối trên lƣợng tiền dự trữ ( FR/RM) và thay đổi trong GDP ( GDP):
Bảng 2.2: Kết quả hồi quy của biến phụ thuộc ΔDC/RM theo hai biến độc lập ΔFR/RM và ΔGDP
Dependent Variable: ΔDC/RM Method: Least Squares
Date: 10/10/14 Time: 22:35 Sample: 1 55
Included observations: 55
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.020337 0.018567 1.095335 0.2784
ΔFR/RM -0.474822 0.185687 -2.557115 0.0135
ΔGDP 0.004534 0.002767 1.638393 0.0974
R-squared 0.122059 Mean dependent var 0.045844 Adjusted R-squared 0.088292 S.D. dependent var 0.026353 S.E. of regression 0.025163 Akaike info criterion -4.473883 Sum squared resid 0.032925 Schwarz criterion -4.364392 Log likelihood 126.0318 F-statistic 3.614751 Durbin-Watson stat 1.566296 Prob(F-statistic) 0.033892
Nguồn: tính tốn của tác giả
Mơ hình phù hợp với hệ số của kiểm định Durbin Watson là 1.566296 (nằm
trong khoảng từ 1 -3) nên không xảy ra hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Kết quả kiểm định phần dƣ cho thấy phần dƣ dừng, nên kết quả hồi quy là tin cậy. Kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi (Kiểm định WHITE):
H0: Khơng có hiện tượng phương sai thay đổi H1: Xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi
Bảng 2.3: Kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 1.5565548 Prob. F(2,52) 0.1899 Obs*R-squared 7.538396 Prob. Chi-Square(2) 0.1836
Ta có hệ số n*R2 là 7.538396 với p –value là 0.1836 (> 0.1- mức ý nghĩa 10%) nên chấp nhận giả thiết H0 có nghĩa là mơ hình khơng có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
Từ kết quả hồi quy, phƣơng trình của mơ hình (1) có dạng nhƣ sau: ΔDC/RM= 0.020337 – 0.474822 * ΔFR/RM + 0.004534* ΔGDP + e
Hàm hồi quy cho ra kết quả hệ số trên biến dịng thu dự trữ ngoại hối rịng và tín dụng nội địa có tƣơng quan âm, với hệ số β1= –0.474822 có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả này cho ta thấy có một sự ảnh hƣởng lớn từ việc thay đổi trong dự trữ ngoại hối (FR) sẽ dẫn đến sự thay đổi nghịch chiều 47,48% 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. Ngồi ra, hệ số β2= 0.004534 có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10%, cho thấy sự thay đổi trong GDP và tín dụng nội địa rịng là cùng chiều với nhau. Một sự thay đổi trong GDP sẽ dẫn đến sự thay đổi cùng chiều 0.45% trong tín dụng nội địa, mặc dù ảnh hƣởng này không lớn.
Đồng thời, tác giả thấy hệ số R2 = 0.122059, cho thấy có khoảng 12% sự biến động của thay đổi tài sản tín dụng nội địa rịng so với cung tiền (ΔDC/RM) đƣợc giải thích bởi sự tác động của biến độc lập là sự thay đổi của dự trữ ngoại hối trên lƣợng tiền dự trữ ( FR/RM) và thay đổi trong GDP ( GDP).
2.4.2.2. Kiểm định mối quan hệ giữa vơ hiệu hóa và lạm phát
Mơ hình hồi quy: ΔDC/RM= α + β1ΔFR/RM+ β2ΔGDP + β3ΔIF (2)
Bảng 2.4: Kết quả hồi quy biến phụ thuộc ΔDC/RM theo 3 biến độc lập ΔFR/RM, ΔGDP, ΔIF
Dependent Variable: ΔDC/RM Method: Least Squares
Date: 10/10/14 Time: 22:45 Sample: 1 55
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.029096 0.018714 1.554776 0.1262
ΔFR/RM -0.561012 0.186974 -3.000484 0.0042
ΔGDP 0.00429 0.002705 1.586095 0.1189
ΔIF -0.00287 0.001523 -1.884402 0.0652
R-squared 0.179208 Mean dependent var 0.045844 Adjusted R-squared 0.130926 S.D. dependent var 0.026353 S.E. of regression 0.024568 Akaike info criterion -4.504829 Sum squared resid 0.030782 Schwarz criterion -4.358842 Log likelihood 127.8828 F-statistic 3.711711 Durbin-Watson stat 1.503510 Prob(F-statistic) 0.01719
Nguồn: tính tốn của tác giả
Chỉ số Durbin-Watson stat = 1.503510 nằm trong khoảng từ 1 đến 3, nên có thể
cho thấy mơ hình khơng vi phạm hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Kiểm định tính dừng của chuỗi phần dƣ cho thấy phần dƣ dừng, nên kết quả mơ hình đáng tin cậy.
Kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi (kiểm định WHITE):
H0: Khơng có hiện tượng phương sai thay đổi H1: Xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi
Bảng 2.5: Kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 1.047605 Prob. F(9,45) 0.418775 Obs*R-squared 9.52745 Prob. ChiSquare(9) 0.390076
Nguồn: tính tốn của tác giả
Ta có hệ số n*R2 là 9.52745với p –value là 0.390076 (> 0.1- mức ý nghĩa 10%) nên chấp nhận giả thiết H0 có nghĩa là mơ hình khơng có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
Từ kết quả hồi quy, phƣơng trình của mơ hình (2) có dạng nhƣ sau:
ΔDC/RM= 0.029096 - 0.561012* ΔFR/RM + 0.00429* ΔGDP - 0.00287*ΔIF + e Kết quả hồi quy cho thấy, hệ số tƣơng quan âm β3 = - 0.000278 giữa lạm phát và
thay đổi trên lƣợng tín dụng nội địa rịng có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 10%, điều này thể hiện lạm phát có mối quan hệ ngƣợc chiều với lƣợng tiền nội địa gia tăng trong nền kinh tế, khi đƣa thêm biến lạm phát vào mơ hình thì hệ số trên biến dòng thu dự trữ ngoại hối rịng và tín dụng nội địa có tƣơng quan âm, với hệ số β1= -0.561012 có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cho ta thấy có một sự ảnh hƣởng lớn từ việc thay đổi trong dự trữ ngoại hối (FR) sẽ dẫn đến sự thay đổi nghịch chiều 56,1% trong tín dụng nội địa (DC). Điều này có nghĩa, những dịng thu đã bị vô 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.
2.4.2.3. Kiểm định mối quan hệ giữa vơ hiệu hóa và các thành phần dịng thu của cán cân thanh tốn
Mơ hình hồi quy:
ΔDC/RM= α + β1ΔFDI/RM+ β2ΔFPI/RM + β3ΔCA/RM +β4ΔGDP (3)
Bảng 2.6: Kết quả hồi quy biến phụ thuộc ΔDC/RM theo 4 biến độc lập ΔFDI/RM, ΔFPI/RM, ΔCA/RM, ΔGDP
Dependent Variable: ΔDC/RM Method: Least Squares
Date: 10/10/14 Time: 22:55 Sample: 1 55
Included observations: 55
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.021155 0.01896 1.11581 0.2698
ΔFDI/RM -0.078846 0.038111 -2.068858 0.0437
ΔFPI/RM -0.352792 0.704757 -0.500586 0.6189
ΔCA/RM -0.451864 0.145395 -3.107834 0.0031
ΔGDP 0.003691 0.002765 1.334549 0.1881 R-squared 0.198209 Mean dependent var 0.045844 Adjusted R-squared 0.134066 S.D. dependent var 0.026353 S.E. of regression 0.024523 Akaike info criterion -4.491888 Sum squared resid 0.030069 Schwarz criterion -4.309403
Log likelihood 128.5269 F-statistic 3.090106 Durbin-Watson stat 1.35932 Prob(F-statistic) 0.023792
Nguồn: tính tốn của tác giả
Chỉ số Durbin-Watson stat = 1.35932 nằm trong khoảng từ 1 đến 3, nên có thể
cho thấy mơ hình khơng vi phạm hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Kết quả hồi quy cho thấy, với mức ý nghĩa 1% và 5%, khi tách dự trữ ngoại hối ra thành các biến cụ thể FDI, FPI, CA thì mức độ thực hiện vơ hiệu hóa biểu hiện rõ ràng trên biến FDI và CA. Điều này chứng tỏ rằng, Việt Nam đã thực hiện việc can thiệp vơ hiệu hóa chủ yếu lên dịn vốn FDI và CA. Và điều này cũng phù hợp với những nghiên cứu trƣớc đây ở các nƣớc có thị trƣờng mới nổi thuộc khu vực Châu Á, Châu Mỹ Latinh. Khi FDI và CA tăng 1 đơn vị thì DC sẽ giảm tƣơng ứng là 0.078846 và 0.451864 đơn vị. Việc thực hiện vơ hiệu hóa mạnh hơn lên dịng vốn FDI.
Các kết quả kiểm định qua các mơ hình khẳng định sự thay đổi trong dự trữ ngoại hối và tài sản tín dụng nội địa là có mối quan hệ nghịch chiều với nhau, và điều này lý giải cho việc thực hiện can thiệp vô hiệu hóa các dịng vốn nƣớc ngoài đổ vào Việt Nam. Can thiệp này xuất hiện rõ ràng trên nhân tố là FDI và CA, với mức độ khá cao, tuy nhiên lại bỏ qua nhân tố FPI. Sự kết hợp chính sách này với các mục tiêu theo bộ ba bất khả thi cũng đã mang lại khơng ít thành cơng và thách thức cho Việt Nam.
2.5. Những mặt cịn hạn chế khi thực hiện chính sách vơ hiệu hóa ở Việt Nam
Nhìn vào thực trạng tình hình kinh tế của Việt Nam các năm vừa qua, chúng ta nhận thấy rằng mức độ mở cửa tài khoản vốn (việc kiểm sốt dịng vốn vào ra) ở nƣớc ta cịn tƣơng đối thống. Hiện tƣợng bong bóng chứng khốn, bất động sản và lạm phát phi mã những năm qua là điển hình của tình trạng dịng vốn đầu cơ vào ra mà Chính Phủ kiểm sốt thiếu hiệu quả. Hơn nữa, khơng mục tiêu nào trong hai mục tiêu ổn định tỷ giá và độc lập tiền tệ đạt đƣợc. Tỷ giá liên tục bất ổn nhiều năm qua, cịn lãi suất bị bóp méo bằng mệnh lệnh hành chính, theo cách thức mà thị trƣờng khơng thể tiên đốn nổi xu hƣớng.
Chính sách can thiệp vơ hiệu hóa của NHNN Việt Nam vào đầu năm 2008 đã không đạt đƣợc hiệu quả nhƣ mong muốn. Bởi vì NHNN cịn lúng túng trong việc quản lý dòng vốn vào, phản ứng chậm và khơng kịp thời để trung hịa dịng tiền trong lƣu thông. Điều đáng quan tâm ở đây, dù Việt Nam có thực hiện vơ hiệu hóa một cách mạnh mẽ để kìm chế lạm phát đi chăng nữa, nội tại nền kinh tế vẫn chứa những khuyết điểm khiến cho chính sách này tỏ ra kém tác dụng. Có 2 điều kiện cần để thực hiện vơ hiệu hóa thành cơng là: thị trƣờng trái phiếu phát triển và mức dự trữ ngoại hối cần thiết hỗ trợ cho chính sách vơ hiệu hóa vẫn chƣa đƣợc đáp ứng.
Hãy xem xét vào thị trƣờng trái phiếu ở Việt Nam. Thị trƣờng trái phiếu của Việt Nam có thể chia làm 2 mảng chính tƣơng ứng với 2 loại trái phiếu là: trái phiếu chính phủ và trái phiếu doanh nghiệp. Trên thực tế thị trƣờng trái phiếu ở Việt Nam vẫn chƣa phát triển tƣơng xứng. Tổng giá trị của trái phiếu/GDP năm 2008 là 13.7% trong khi mức bình qn của Đơng Á là 63.1%. Một sự chênh lệch lớn đủ để thấy rằng thị trƣờng trái phiếu của Việt Nam chƣa phát triển đúng mức. Và không phải việc phát hành nào cũng dẫn đến thành cơng. Nhƣ vấn đề chúng ta đã nói về sự thất bại của việc dùng 160,000 tỷ VND để mua 10 tỷ USD (tỷ giá lúc đó 1USD=16,000VND) vào năm 2008, tiền giấy tràn ngập thị trƣờng làm cho lạm phát lên gần 28% vào lúc bấy giờ - hậu quả của chính sách tài khóa mở rộng trƣớc đó, mặc dù thực hiện liên tục việc bán các trái phiếu để thu tiền về nhƣng can thiệp này đã thất bại do lãi suất trái phiếu thấp hơn mức kỳ vọng của thị trƣờng. Nhƣ vậy, lãi suất trái phiếu cũng là một nhân tố khơng nhỏ góp phần vào sự thành cơng của chính sách sách vơ hiệu hóa.
Ngồi ra tính thanh khoản của thị trƣờng cũng góp phần vào cho can thiệp vơ hiệu hóa thành cơng ở một mức nào đó. Dự trữ ngoại hối gia tăng là một tín hiệu tốt cho nền kinh tế, tuy nhiên dự trữ quá nhiều cũng phát sinh các chi phí. Ở Việt Nam, dự trữ đến từ nhiều nguồn, trong đó có một phần đóng góp của kiều hối. Nhƣng một thực trạng đáng quan tâm là lƣợng kiều hối này có xu hƣớng trơi nổi trên thị trƣờng chứ không đi vào các NHTM, làm tăng dự trữ quốc gia. Mức ngoại tệ đổ vào càng nhiều sẽ
gây nên tình trạng đơ la hóa càng cao cho nền kinh tế nếu tình trạng găm giữ ngoại tệ vẫn tiếp diễn.
Theo NHNN Việt Nam, tỷ lệ đơ la hóa của Việt Nam ln giữ ở mức độ rất cao, trên 20% từ 1995-2009. Với việc lƣợng đô la đang lƣu thông không đƣợc quản lý trong nền kinh tế thì rõ ràng tác động sẽ càng tiêu cực hơn. Tình trạng này sẽ mang đến những bất lợi cho chính sách điều hành của NHNN, cụ thể là gây ây áp lực tới việc NHNN can thiệp trên thị trƣờng ngoại hối ngay cả khi tổng thể nền kinh tế không bị mất cân đối cung cầu ngoại tệ do các khu vực của nền kinh tế có xu hƣớng găm giữ ngoại tệ. Khi một quốc gia khơng có đơ la hóa, NHNN chỉ can thiệp khi có mất cân đối về cung cầu ngoại tệ, tuy nhiên, ở Việt Nam lại khác, ngay cả khi tổng thể nền kinh tế có dƣ cung ngoại tệ, NHNN vẫn phải bán ngoại tệ trên thị trƣờng ngoại hối. Số liệu trong báo cáo thƣờng niên của NHNN cho thấy, trong năm 2009, luồng vốn nƣớc ngoài vào ròng lớn hơn thâm hụt cán cân vãng lai, phản ánh nền kinh tế có thặng dƣ ngoại tệ. Tuy nhiên, trên thực tế, tài sản Có ngoại tệ rịng của NHNN giảm tới gần 8.2 tỷ USD. Lý do là do các khu vực của nền kinh tế găm giữ ngoại tệ, không bán cho hệ thống ngân hàng nhƣng mặt khác, lại có nhu cầu mua ngoại tệ, tạo căng thẳng trên thị trƣờng ngoại hối, khiến NHNN phải dùng dự trữ quốc gia can thiệp vào. Giá nhƣ ngoại tệ đƣợc thông suốt giữa các khu vực, cung cầu ngoại tệ cho các giao dịch tự cân đối với nhau thì NHNN đã khơng cần phải thực hiện việc này.
NHNN cịn gặp nhiều khó khăn trong điều hành nghiệp vụ thị trƣờng mở nhằm kiểm soát lƣợng tiền cung ứng, điều này ảnh hƣởng bởi:hoạt động nghiệp vụ thị trƣờng mở khơng mang tính bắt buộc. Vì vậy, số lƣợng thành viên tham gia thị trƣờng mỗi phiên cũng khiêm tốn: hai năm 2008-2009 khoảng 50-60% các TCTD đƣợc công nhận là thành viên thị trƣờng mở; năm 2010, các thành viên tham gia tích cực hơn, có phiên số lƣợng thành viên tham gia là 40; năm 2011, các thành viên tham gia cao nhấttrong một phiên đã lên tới 44 thành viên. Thêm vào đó, chính sách tiền tệ đa mục tiêu kiểm soát lạm phát, vừa hỗ trợ tăng trƣởng kinh tế, do vậy, việc bơm tiền qua nghiệp vụ thị
trƣờng mở vẫn phải nằm trong chỉ tiêu lƣợng tiền cung ứng tăng thêm đƣợc Chính phủ phê duyệt. Do đó, phần nào làm giảm tính chủ động trong điều hành nghiệp vụ thị trƣờng mở của NHNN Việt Nam.
Một thị trƣờng tài chính với tính thanh khoản cao và thu hút đƣợc ngoại tệ dƣ thừa sẽ hỗ trợ rất lớn cho vai trị điều hành kinh tế của chính phủ bằng chính sách vơ hiệu hóa. Sự thành cơng ở một số nƣớc trên thế giới thơng qua chính sách này là bài học kinh nghiệm lớn cho Việt Nam. Tuy nhiên phải nhìn nhận rằng, hệ thống tài chính và NHNN Việt Nam vẫn chƣa thật sự vững mạnh, kèm theo đó là những bất cập trong quản lý thơng tin khơng minh bạch, làm đánh mất lịng tin nơi ngƣời dân. Vì thế, cần phải áp dụng nhƣ thế nào trong thực tiễn hiện nay để các chính sách cùng đồng thời phát huy hiệu quả là vấn đề mà Việt Nam cần hƣớng đến.
Dịng vốn nóng vào Việt Nam vẫn cịn hạn chế vì những rủi ro về tỷ giá và lạm phát quá lớn. Chính phủ bơm tiền và bảo lãnh nợ cho các tập đoàn bằng cách này hay cách khác. Độc lập tiền tệ khơng có, kỷ luật tài khóa kém, kiểm sốt vốn có vấn đề nên lạm phát cao là hệ quả tất yếu. Hƣớng đến lạm phát mục tiêu trong bối cảnh không thể