CHƯƠNG 3 : ĐIỀU HÀNH BỘ BA BẤT KHẢ THI Ở VIỆT NAM
3.4 Kiểm định tác động của các yếu tố của bộ ba bất khả thi đến nền kinh tế tại Việt
Nam 4.29% 8.84% 14.26% 21.81% Chênh lệch 0.87% 1.25% 3.65% 16.1%
Nguồn: IMF, dữ liệu Việt Nam từ năm 1991, Trung Quốc từ năm 1976 (Dự trữ ngoại hối được xét là tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP của năm tương ứng)
Tóm lại, vấn đề dự trữ ngoại hối ở Việt Nam và Trung Quốc có nhiều điểm tương đồng, tuy nhiên lại có điểm khác biệt quan trọng, đó là quy mô. Trung Quốc đã dùng dự trữ ngoại hối để can thiệp thành công vào bộ ba bất khả thi, nhưng Việt Nam có vẻ chưa sẵn sàng cho điều này, và nguyên nhân có lẽ là do sự khác biệt quan trọng đã nêu ở trên.
3.4 Kiểm định tác động của các yếu tố của bộ ba bất khả thi đến nền kinh tế Việt Nam thời gian qua Việt Nam thời gian qua
Tăng trưởng kinh tế và lạm phát là hai mục tiêu kinh tế quan trọng mà đơi khi bắt buộc chính phủ quốc gia phải lựa chọn trong một thời kỳ nào đó. Sau khủng hoảng kinh tế 2008, các nền kinh tế trên thế giới đang phải đối đầu với nhiều vấn nạn như sự gia tăng nợ công của khu vực châu Âu, bong bóng tài sản ở Trung Quốc và hiện nay là tình hình lạm phát ngày càng nghiêm trọng ở nhiều quốc gia, trong đó có Việt Nam. Với mục đích lựa chọn kết hợp chính sách trong bộ ba bất khả thi
phù hợp trước tình hình này, chúng ta xem xét tác động của các yếu tố bộ ba bất khả thi đến nền kinh tế qua biến lạm phát và biến biến động sản lượng.
3.4.1 Xem xét tác động của các nhân tố đến lạm phát
Chúng ta xem xét mức độ tác động của các nhân tố mục tiêu bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát bằng cách ước lượng mơ hình sau:
INFL = α1.ERS + β1.MI + γ1.KAOPEN + δ1.IR Trong đó: INFL là lạm phát;
ERS, MI, KAOPEN chính là các chỉ số của bộ ba bất khả thi; IR là dự trữ ngoại hối;
α1, β1, γ1, δ1 là các hệ số mà chúng ta cần ước lượng.
Tập hợp dữ liệu sẽ được tính tốn theo thời kỳ 1995 - 2009. Kết quả hồi quy được báo cáo trong bảng 3.8 cho thấy độc lập tiền tệ khơng có ý nghĩa thống kê trong việc ảnh hưởng đến lạm phát vì giá trị xác suất p lớn dẫn đến độ tin cậy của hệ số hồi quy ước lượng cho biến độc lập tiền tệ thấp. Biến ổn định tỷ giá là nhân tố tác động ngược chiều với biến động của tỷ lệ lạm phát, nghĩa là tỷ giá ổn định giúp quốc gia chỉ phải gánh một tỷ lệ lạm phát thấp cùng mức tín nhiệm cao hơn. Các nhân tố mở cửa tài chính và dự trữ ngoại hối gây tác động cùng chiều lên tỷ lệ lạm phát. Tức là một nỗ lực duy trì tích lũy ngoại hối cao để vơ hiệu hóa các can thiệp ngoại hối nhằm ổn định tỷ giá sẽ gánh chịu lạm phát gia tăng. Và một mức độ hội nhập tài chính sâu hơn sẽ làm tăng tỷ lệ lạm phát, và điều này phải chăng có liên quan đến vấn đề nhập khẩu lạm phát từ nước ngoài?
R2 có hiệu chỉnh là 0.46 thể hiện sự phù hợp của mơ hình ở mức chấp nhận được.
Bảng 3.8: Kết quả hồi quy tác động các nhân tố bộ ba bất khả thi đến lạm phát
Biến Hệ số ước lượng Sai số chuẩn Thống kê t Mức ý nghĩa quan sát
ERS -4.76080 4.29095 -1.10949 0.2932 MI -4.01505 9.77056 -0.41093 0.6898 KAOPEN 25.21246 17.0994 1.47446 0.1711 IR 43.09166 16.9317 2.54502 0.0291 Hệ số xác định R2: 0.58671 R2 có hiệu chỉnh : 0.46272
Kỳ quan sát: từ 1996 đến 2009, mẫu gồm 14 quan sát
Nguồn: tác giả tính tốn và tổng hợp
3.4.2 Xem xét tác động của các nhân tố đến sản lượng
Chúng ta xem xét mức độ tác động của các nhân tố mục tiêu bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến biến động sản lượng bằng cách ước lượng mơ hình sau:
OUTPUTVOL = C + α2.ERS + β2.MI + γ2.KAOPEN + δ2.IR
Trong đó: OUTPUTVOL là biến động sản lượng, được tính bằng tỷ lệ tăng trưởng của sản lượng bình quân đầu người (GDP bình quân đầu người);
C là hằng số
ERS, MI, KAOPEN chính là các chỉ số của bộ ba bất khả thi; IR là dự trữ ngoại hối;
α 2, β2, γ2, δ2 là các hệ số mà chúng ta cần ước lượng.
Tập hợp dữ liệu sẽ được tính tốn theo thời kỳ 1995 - 2009. Kết quả hồi quy được báo cáo trong bảng 3.9 như sau:
Bảng 3.9: Kết quả hồi quy tác động các nhân tố bộ ba bất khả thi đến biến động sản lượng
Biến Hệ số ước lượng Sai số chuẩn Thống kê t Mức ý nghĩa quan sát
C 9.88989 0.36172 27.34149 0.0000 ERS -0.04600 0.26429 -0.17403 0.8657 MI -0.90875 0.47098 -1.92948 0.0857 KAOPEN 2.60424 0.88600 2.93932 0.0165 IR 4.62977 0.74015 6.25522 0.0001 Hệ số xác định R2 : 0.88840 R2 có hiệu chỉnh : 0.83880 Thống kê F : 17.91132 Xác suất thống kê F : 0.00026
Kỳ quan sát: từ 1996 đến 2009, mẫu gồm 14 quan sát
Nguồn: tác giả tính tốn và tổng hợp
Bảng kết quả hồi quy trên cho thấy độc lập tiền tệ, mở cửa tài chính và dự trữ ngoại hối là các nhân tố tác động có ý nghĩa đến biến động sản lượng. Độc lập tiền