TT Biến Phƣơng tr nh (4.1) Phƣơng tr nh (4.2) Bằng chứng thực nghiệm Kỳ vọng dấu Bằng chứng thực nghiệm Kỳ vọng dấu 1 ∆NFA*t (-): Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002); Ouyang và Rajan (2011); Chung, Hwang và Wang (2014) (-) 2 ∆NDA*t (-):Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002); Ouyang và Rajan (2011); Chung, Hwang và Wang (2014) (-) 3 ∆MMt (-): Ouyang và Rajan và Willett (2010); Chung, Hwang và Wang (2014) (-) (-): Ouyang, Rajan và Willett (2010); Chung, Hwang và Wang (2014) (-) 4 ∆CPIt-1 (-): Ouyang, Rajan và Willett (2010)
(+): Chung, Hwang và Wang (2014); Phạm Thị Hoàng Anh và Bùi Duy Phú (2013)
(-) (-): Ouyang, Rajan và Willett (2010) (+): Chung, Hwang và Wang (2014) (-) 5 GAPt-1 (-): Ouyang, Rajan và Willett (2010); Chung, Hwang và Wang (2014) (-) (-): Ouyang, Rajan và Willett (2010); Chung, Hwang và Wang (2014) (-) 6 ∆REERt-1 (-): Ouyang và Rajan (2011); Chung, Hwang và Wang (2014) (-) (-): Ouyang và Rajan (2011); Chung, Hwang và Wang (2014) (+) 7 ∆(r*t + Eet+1) (-): Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002); Ouyang và Rajan (2011) (-) (-): Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002); Ouyang và Rajan (2011) (-) 8 (d1 -1) SDrt-1 (-): Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002); Ouyang và Rajan (2011) (-) 9 (d2 -1) SDet-1 (-): Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002); Ouyang và Rajan (2011) (-)
Hệ số của thay đổi số nhân tiền tệ: Khi MM tăng, cung tiền nội địa tăng, lãi suất giảm,
kéo theo dịng vốn chảy ra nước ngồi, dự trữ ngoại hối giảm khiến NFA giảm, do đó, β2 được kỳ vọng mang dấu (-). Phản ứng lại với sự gia tăng của MM, NHTW sẽ thực thi CSTT thắt chặt, do đó, NDA giảm, α2 được kỳ vọng mang dấu (-).
Hệ số của thay đổi chỉ số giá: β3 và α3 được kỳ vọng mang dấu (-). Tỷ lệ lạm phát cao phản ánh sự mất giá của đồng nội tệ cũng như sự bất ổn của nền kinh tế, dẫn đến sự sụt giảm dòng vốn vào làm NFA giảm. Mặt khác, để kiểm soát lạm phát, CSTT sẽ được điều chỉnh theo hướng thắt chặt làm NDA giảm.
Hệ số của độ lệch sản lƣợng: β4 được kỳ vọng mang dấu (-) bởi vì sự gia tăng trong GAP
có thể làm xấu đi tài khoản vãng lai (NFA giảm) do hiệu ứng thu nhập. α4 được kỳ vọng mang dấu (-) bởi vì NHTW thường thực hiện CSTT nghịch chu kỳ, tức là mở rộng đối với thời kỳ khủng hoảng và thắt chặt đối với thời kỳ tăng trưởng.
Hệ số của thay đổi tỷ giá thực đa phƣơng: REER giảm, tức nội tệ tăng giá làm xấu đi tài
khoản vãng lai, ảnh hưởng đến dự trữ ngoại hối, làm NFA giảm, do đó β5 có thể mang dấu (+). Xu hướng tăng giá đồng nội tệ buộc NHTW phải thực thi CSTT mở rộng để giảm áp lực lên đồng nội tệ nên α5 được kỳ vọng mang dấu (-).
Hệ số của thay đổi lãi suất nƣớc ngoài cộng với thay đổi tỷ giá danh nghĩa kỳ vọng:
Sự gia tăng lãi suất nước ngoài hoặc sự kỳ vọng đồng nội tệ giảm giá làm cho cơ hội đầu tư nước ngoài trở nên hấp dẫn hơn, dịng vốn có xu hướng chảy ra nước ngồi nên β6 được kỳ vọng mang dấu (-). Phản ứng với sự gia tăng của r*+Ee, NHTW sẽ thực thi CSTT thắt chặt nhằm duy trì sự ổn định của tỷ giá, do đó, α6 được kỳ vọng mang dấu (-).
Hệ số của tính biến động tỷ giá: β7 được kỳ vọng mang dấu (-). Khi thị trường ngoại hối ở trạng thái dư cung (hoặc dư cầu), NHTW phải can thiệp mua (hoặc bán) ngoại hối để giữ ổn định tỷ giá. Mặt khác, tỷ giá biến động càng mạnh, quy mô can thiệp của NHTW càng lớn: SDe tăng và d2 = 0 (dư cung ngoại hối) làm cho ∆NFA tăng (NHTW mua ngoại hối). Tương tự, hệ số của tính biến động lãi suất α7 được kỳ vọng mang dấu (-). Khi thị trường tiền tệ ở trạng thái dư thừa hoặc thiếu hụt thanh khoản, NHTW phải giảm (hoặc tăng) cung tiền để giữ ổn định lãi suất nội địa. Lãi suất biến động càng nhiều, quy mô can thiệp của NHTW càng lớn: SDr tăng và d1 = 0 làm cho ∆NDA tăng.
4.2. Biến số và dữ liệu
Dữ liệu được sử dụng trong mơ hình là dữ liệu theo tần suất quý trong giai đoạn từ quý 3/2000 đến quý 4/2014. Lý do sử dụng dữ liệu từ q 3/2000 là vì OMO chính thức được sử dụng ở Việt Nam kể từ tháng 7/2000. Để đảm bảo tính thống nhất về nguồn, tác giả chủ yếu thu thập dữ liệu từ IMF, những nguồn còn lại chỉ được sử dụng trong trường hợp IMF khơng có dữ liệu (Bảng 4.2). Ví dụ, dữ liệu GDP được lấy từ Datastream. Để tính tốn biến ∆REERt, ngoài các dữ liệu về tỷ giá VND/USD, tỷ giá giữa USD với các đồng tiền khác và chỉ số giá sản xuất của các nền kinh tế được lấy từ IMF, dữ liệu về kim ngạch thương mại hai chiều giữa Việt Nam và các quốc gia khác được lấy từ Tổng cục thống kê – GSO.
Bảng 4.2: Cách tính tốn các biến và nguồn dữ liệu
STT Ký hiệu Cách tính tốn Nguồn 1 ∆NFA*t (4.3) Trong đó:
- NFAt = (TSC nước ngoài)t – (TSN nước ngoài)t; - là GDP danh nghĩa;
- Et là tỷ giá VND/USD ở thời điểm cuối kỳ t.
IMF (2014), Datastream (2014)
2 ∆NDA*t
– ∆NFA*t (4.4) Trong đó: MBt là tiền cơ sở.
IMF (2014), Datastream (2014) 3 ∆MMt Ln( ) - Ln( ) Trong đó: M2t là cung tiền.
IMF (2014)
4 ∆CPIt Ln(CPIt) - Ln(CPIt-1)
Trong đó: CPIt là chỉ số giá. IMF (2014)
5 GAPt
Ln( ) - Ln( ) Trong đó:
- là GDP thực;
- là GDP tiềm năng (tính bằng phương pháp lọc Hodrick-Prescott với tham số làm nhẵn 1600).
STT Ký hiệu Cách tính tốn Nguồn
6 ∆REERt
Ln(REERt) - Ln(REERt-1)
Trong đó: REERt là tỷ giá thực đa phương với rổ tiền tệ gồm 17 đồng tiền của đối tác thương mại chính3, được tính theo cơng thức:
∏ ( )
với NERi là tỷ giá hối đoái danh nghĩa của ngoại tệ i
so với VND;
wi là tỷ trọng kim ngạch xuất nhập khẩu của nước i trong rổ tiền;
P*i là chỉ số giá sản xuất (PPI/WPI)4 của đối tác thương mại thứ I;
Pn là chỉ số giá tiêu dùng (CPI) của Việt Nam.
IMF (2014), GSO (2014) 7 ∆(r*t + Eet+1) (r*t + ln(et+1)) - (r*t-1 + ln(et)) Trong đó:
- r*t là lãi suất tín phiếu kho bạc của Mỹ; - et+1 là tỷ giá VND/USD trung bình ở kỳ t+15.
IMF (2014)
8 d1 và d2
d1 = 2 nếu ∆NDA*t < 0 và d1 = 0 nếu ∆NDA*t > 0
d2 = 2 nếu ∆NFA*t < 0 và d2 = 0 nếu ∆NFA*t > 0
9 SDrt
SDrt = (1/5) * √∑ ̂ (4.5) với ̂ ( ) ∑
Trong đó: rt là lãi suất VND6 .
IMF (2014)
3 Bao gồm các nước: Trung Quốc, Singapore, Nhật Bản, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Hồng Kông, Mỹ, Indonesia, Đức, Úc, Anh, Pháp, Nga, Philippines, Đài Loan, Hà Lan.
4 Với các nước khơng có chỉ số giá sản xuất (PPI – Producer Price Index), chỉ số giá bán buôn (WPI – Wholesale Price Index) được sử dụng để thay thế.
5 Tỷ giá VND/USD trung bình ở kỳ t+1 được chọn làm biến gần đúng của kỳ vọng tỷ giá VND/USD ở kỳ t+1
6 Biến động của lãi suất (SDrt) và tỷ giá (SDet) thường được tính là độ lệch chuẩn của lãi suất VND (theo
ngày) và độ lệch chuẩn của tỷ giá VND/USD (theo ngày) trong vịng ba tháng. Tuy nhiên, do khơng thể tiếp cận được dữ liệu theo ngày nên các biến số này được tính là độ lệch trung bình động của lãi suất từ 5 quý và độ lệch trung bình động của tỷ giá từ 5 quý theo công thức (4.5) và (4.6). Đây là cách tính kế thừa từ Brissimis và cộng sự (2002).
STT Ký hiệu Cách tính tốn Nguồn
10 SDet
SDet = (1/5) * √∑ ̂ (4.6) với ̂ ( ) ∑
Trong đó: et là tỷ giá VND/USD
IMF (2014)
Nguồn: Tác giả.
Liên quan đến biến ∆NFA*t, sự biến động của NFA được tính tốn hiệu chỉnh theo cơng thức (4.3). Điều này được giải thích là do giá trị của NFA trong bảng cân đối kế toán của NHTW được định giá bằng đồng nội tệ và NHTW thường định giá lại vào cuối kỳ kế toán. Ngay cả khi NHTW không thực hiện giao dịch mua bán trên thị trường ngoại hối, giá trị của NFA vẫn có thể thay đổi do biến động tỷ giá. Vì vậy, việc loại trừ tác động của sự định giá lại ra khỏi giá trị sổ sách của NFA là cần thiết. Do giá trị của MB không bị ảnh hưởng bởi việc định giá lại nên sự biến động của NDA (hiệu chỉnh) được tính tốn theo cơng thức (4.4).
Thống kê mô tả và ma trận tương quan giữa các biến số được trình bày chi tiết ở Phụ lục 6.
4.3. Phƣơng pháp phân tích dữ liệu
Yêu cầu đầu tiên đặt ra khi tiến hành hồi quy với dữ liệu chuỗi thời gian là tính dừng. Do đó, luận văn sử dụng phương pháp Augmented Dickey Fuller (ADF) và Phillips Perron (PP) để kiểm định vấn đề này. Trên cơ sở đảm bảo tính dừng của chuỗi dữ liệu, luận văn mới tiếp tục thực hiện các kỹ thuật ước lượng tiếp theo.
Để đo lường hệ số vơ hiệu hóa và hệ số bù trừ đối với trường hợp của Việt Nam giai đoạn 2000 – 2014 trong hệ phương trình (4.1) và (4.2), luận văn thực hiện ước lượng bằng phương pháp 2SLS. Tiếp theo, luận văn tiến hành kiểm định tính phù hợp của kết quả ước lượng. Các kiểm định White, Breusch Godfrey LM và Jarque – Bera lần lượt được sử dụng để kiểm định các giả thiết của mơ hình, bao gồm: (i) Phần dư có phương sai khơng đổi; (ii) Phần dư khơng có hiện tượng tự tương quan; (iii) Phần dư tuân theo phân phối chuẩn. Trên cơ sở các giả thiết của mơ hình khơng bị vi phạm (hoặc bị vi phạm nhưng đã được khắc phục), luận văn tiếp tục kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số.
Ngoài ra, để xem xét sự biến động của hệ số vơ hiệu hóa và hệ số bù trừ, luận văn còn tiến hành ước lượng cuốn chiếu (rolling estimation). Cụ thể, ban đầu, luận văn thực hiện ước lượng trên mẫu gồm 30 quan sát từ quý 3/2000 đến quý 1/2008. Sau đó, luận văn tiến hành
thêm một quan sát phía sau và bớt một quan sát ở đầu sao cho cỡ mẫu khơng đổi (ví dụ: quý 4/2000 – quý 2/2008, quý 1/2001 – quý 3/2008…) và cứ mỗi lần thêm bớt là một lần ước lượng lại kết quả của các hệ số.
4.4. Kết quả nghiên cứu
4.4.1. Kết quả kiểm định tính chất của chuỗi dữ liệu
Kết quả trong Bảng 4.3 cho thấy các chuỗi dữ liệu đều dừng theo cả ADF và PP ở mức ý nghĩa 10%. Bảng 4.3: Kết quả kiểm định tính dừng Biến số Trị thống kê ADF Trị thống kê PP Biến số Trị thống kê ADF Trị thống kê PP ∆NFA*t -5,004924*** -4,998672*** ∆REERt-1 -9,464834*** -9,554359*** ∆NDA*t -3,050974*** -7,911880*** ∆(r*t + Etet+1) -4,710321*** -4,680043*** ∆MMt -8,373575*** -8,416203*** (d1 -1)SDrt-1 -3,514237*** -7,161218*** ∆CPIt-1 -2,659388*** -2,873992*** (d2 -1)SDet-1 -1,801756* -4,208111*** GAPt-1 -2,366293** -3,702554*** Ghi chú: ***, **, * chỉ mức ý nghĩa ở 1%, 5% và 10% Nguồn: Tính tốn của tác giả.
4.4.2. Kết quả ƣớc lƣợng
Do kết quả kiểm định của mơ hình ban đầu cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 ở phương trình (4.2) nên luận văn đã khắc phục bằng cách đưa thêm AR (1) vào phương trình. Kết quả kiểm định đối với mơ hình sau điều chỉnh (Phụ lục 8) cho thấy các giả thiết của mơ hình khơng bị vi phạm. Vì vậy, kết quả ước lượng ở Bảng 4.4 là đáng tin cậy về mặt thống kê.
Bảng 4.4: Kết quả ước lượng mơ hình
Phƣơng tr nh (4.1) Phƣơng tr nh (4.2) C 0,037188*** (0,007657) 0,049382*** (0,006042) ∆NDAt _ -0,902841*** (0,064610) ∆NFAt -0,775073*** (0,131825) _ ∆MMt -0,689900*** (0,057309) -0,696716*** (0,061749) ∆CPIt-1 -0,181107 (0,139585) -0,318989* (0,196050)
Phƣơng tr nh (4.1) Phƣơng tr nh (4.2) GAPt-1 0,361283 (0,345271) 0,249573 (0,499940) ∆REERt-1 -0,163635* (0,091106) -0,115624 (0,085015) ∆(r*t + Etet+1) -0,214547 (0,329343) -0,454649 (0,293398) (d1 -1)*SDrt-1 -2,381362*** (0,917474) _ (d2 -1)*SDet-1 _ -1,562637* (0,870392) AR (1) _ 0,358534*** (0,141481) R2 hiệu chỉnh 0,934571 0,910666
Ghi chú: *** mức ý nghĩa 1%; ** mức ý nghĩa 5%; * mức ý nghĩa 12% Nguồn: Tính tốn của tác giả (chi tiết trình bày ở Phụ lục 7).
Hệ số ước lượng của α1 là -0,78 ở mức ý nghĩa 1%, hàm ý rằng 1% tăng lên của NFA sẽ được NHNN phản ứng bằng cách giảm 0,78% NDA. Như vậy, các can thiệp vơ hiệu hóa của NHNN chỉ đạt hiệu lực một phần. Điều này phản ánh các giao dịch mua bán ngoại hối của NHNN chưa được vơ hiệu hóa hồn tồn, do đó có thể tác động đến lượng cung tiền và lạm phát của nền kinh tế.
Trong khi đó, hệ số ước lượng của β1 là -0,90 ở mức ý nghĩa 1%, hàm ý rằng 1% giảm xuống của NDA sẽ được bù trừ bởi 0,90% tăng lên của NFA. Hệ số bù trừ cao cho thấy Việt Nam đã thực hiện tự do hóa các giao dịch vốn, tuy nhiên, hệ số này không đạt giá trị tuyệt đối là 1, cũng phản ánh rằng Việt Nam vẫn đang duy trì một số rào cản nhất định đối với lưu chuyển vốn. Quả thực, đối với giao dịch vãng lai, năm 2005, Việt Nam đã được IMF chính thức cơng nhận việc tn thủ các nghĩa vụ tại Điều VIII của Hiến chương IMF về thanh toán tài khoản vãng lai và chuyển tiền quốc tế. Đối với hoạt động FDI, các cải cách về luật pháp, đặc biệt là sự ra đời của Luật Đầu tư 2005 cho thấy hầu như khơng có bất cứ rào cản nào đối với dòng vốn này. Về hoạt động FPI, Việt Nam hiện chỉ duy trì rào cản liên quan đến tỷ lệ nắm giữ cổ phiếu của nhà đầu tư nước ngoài (49% đối với doanh nghiệp và 30% đối với ngân hàng) và nghĩa vụ thuế phải hoàn thành.
Ngoài hai hệ số nêu trên, hệ số của thay đổi số nhân tiền tệ (∆MMt) có ý nghĩa thống kê và mang dấu (-) trong cả hai phương trình. Điều này cho thấy sự tăng lên của số nhân tiền tệ có tác động làm dòng vốn chảy ra nước ngoài. Để đối phó với vấn đề này, NHNN có khuynh hướng thực thi CSTT thắt chặt.
Hệ số của thay đổi mức giá chung (∆CPIt-1) có ý nghĩa thống kê và mang dấu (-) trong phương trình (4.2), cho thấy lạm phát có ảnh hưởng tới đầu tư nước ngồi vào thị trường nội địa. Tuy nhiên, hệ số này khơng có ý nghĩa thống kê trong phương trình (4.1). Điều này có thể là do NHNN khơng có được sự độc lập hoàn toàn trong điều hành CSTT mà đang chịu sự chi phối của Chính phủ, khiến CSTT thường chậm trễ, thiếu linh hoạt, ngay cả khi quốc gia đang phải đối mặt với tình trạng lạm phát leo thang. Tính độc lập về mặt thể chế của NHNN sẽ được thảo luận chi tiết hơn ở mục 4.5.
Hệ số của biến động lãi suất ((d1 -1)*SDrt-1) có ý nghĩa thống kê chứng tỏ NHTW đã sử dụng các công cụ trên thị trường tiền tệ nội địa, chẳng hạn như OMO nhằm mục tiêu ổn định lãi suất. Hệ số của của biến động tỷ giá ((d2 -1)*SDet-1) có ý nghĩa thống kê chứng tỏ NHTW đã sử dụng dự trữ ngoại hối để can thiệp trên thị trường ngoại hối nhằm ổn định tỷ giá khi nó biến động.
Ngồi ra, hệ số của các biến GAPt-1 và của ∆(r*t + Etet+1) khơng có ý nghĩa thống kê ở cả hai phương trình, do đó khơng thể kết luận về tác động của các biến này đến biến động dòng vốn và việc điều hành CSTT.
Xét sự biến động của hệ số vơ hiệu hóa, căn cứ vào kết quả ước lượng cuốn chiếu (Hình 4.1), hệ số này có xu hướng gia tăng. Nếu như trước 2012, hệ số vơ hiệu hóa dao động quanh mức -0,5 thì vào năm 2012, hệ số tăng lên -0,66 và sau đó duy trì ổn định ở mức này. Trong khi đó, hệ số bù trừ khơng có nhiều thay đổi trong suốt giai đoạn 2008 – 2014.
Hình 4.1a: Kết quả ước lượng cuốn chiếu (hệ số vơ hiệu hóa)
Hình 4.1b: Kết quả ước lượng cuốn chiếu (hệ số vơ hiệu hóa)
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
4.5. Đánh giá kết quả
So sánh với nghiên cứu trước, mặc dù có sự khác biệt về phương pháp và kết quả ước lượng, nhưng luận văn cũng đi đến kết luận tương tự, rằng can thiệp vơ hiệu hóa của NHNN chỉ đạt hiệu lực một phần. Tuy nhiên, hiệu lực của can thiệp vơ hiệu hóa đang có xu hướng cải thiện theo thời gian.
Để làm rõ hơn xu hướng gia tăng của hệ số vơ hiệu hóa, luận văn tiến hành so sánh can thiệp của NHNN trong hai giai đoạn: 2007 – 2008 và 2012 – 2014. Đây đều là hai giai đoạn chứng kiến sự thặng dư tương đối lớn của BOP. Dưới sức ép ổn định tỷ giá, NHNN đã gia tăng dự trữ ngoại hối với quy mô lớn. Đi kèm với giao dịch mua vào ngoại tệ, NHNN đã thực hiện các biện pháp vơ hiệu hóa để loại trừ tác động của tích lũy dự trữ