Theo sau một giai đoạn tăng trưởng ấn tượng từ 2007 đến nay, Việt Nam đã phải đối mặt với nhiều thách thức. Sau khi tăng trưởng quá nóng trong năm 2007,
tình hình kinh tế xấu đi nhiều trong nửa đầu năm 2008, lạm phát cao và thâm hụt cán cân thương mại gây ra áp lực giảm giá VND. Để ổn định tỷ giá, bên cạnh nới lỏng biên độ, NHNN cũng cần nguồn DTNH mạnh để can thiệp đúng lúc và hiệu quả. 0.00 5.00 10.00 15.00 20.00 25.00 30.00 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 B illio n s 0.0 5.0 10.0 15.0 20.0 25.0 30.0 35.0 IR IR /G DP
Nguồn: Số liệu tổng hợp từ IMF
Sau một khoảng thời gian tăng liên tục, DTNH Việt Nam đã giảm mạnh trong hai năm trở lại đây do ảnh hưởng từ khủng hoảng. Xu hướng tăng bắt đầu từ năm 1992 nhưng còn chậm. Tốc độ được cải thiện rõ rệt từ năm 1998 do bài học từ
khủng hoảng Đông Á, khi lượng ngoại hối dự trữ bắt đầu tăng từ 2,1 tỷ USD lên
23,75 tỷ USD vào năm 2007. Trong giai đoạn này, năm 2006 và 2007, DTNH có tốc độ tăng trưởng đáng kể, lần lượt là 47,46% và 74,73%. Tuy nhiên, hai năm tiếp theo, khủng hoảng tác động mạnh mẽ đến TKVL và FDI, không chỉ làm cho nguồn thu của DTNH giảm mà NHNN còn phải chi tiền ra hỗ trợ nhập siêu, riêng trong tháng 11/2009 Nhà nước đã chi hơn 360 triệu USD để nhập vàng vật chất để đáp ứng nhu cầu trong nước đang lên cao và nhằm bình ổn thị trường ngoại hối. DTNH
Việt Nam chỉ còn 16 tỷ USD trong năm 2009, giảm 5,7 tỷ USD so với năm 2008. Không chỉ gia tăng về giá trị tuyệt đối, tỷ lệ DTNH so với GDP cũng liên tục tăng và chỉ giảm trong hai năm gần đây. Riêng năm 2009, sự sụt giảm trong DTNH lớn hơn nhiều so với GDP dẫn đến tỷ lệ này giảm từ 33,39% năm 2008 xuống còn 17,44%.
Những nghiên cứu của IMF cho thấy rằng có một mối tương quan rất cao giữa cán cân thanh toán và DTNH trên nợ ngắn hạn. Bằng chứng thực nghiệm từ các nghiên cứu ở 20 quốc gia cho thấy hệ số tương quan giữa hai đại lượng này là 0.85.
Điều này có nghĩa là cán cân thanh tốn càng biến động, DTNH nói chung và
DTNH trên nợ ngắn hạn phải càng cao. Theo dự báo, thâm hụt TKVL của Việt Nam trong thời gian tới dao động trong khoản 1% đến 3%GDP, đó là chưa tính đến những cú sốc do những biến động kinh tế quốc tế và trong nước làm cho thâm hụt mậu dịch có khả năng trở nên nặng nề hơn. Trong bối cảnh đó, hoặc là chúng ta phải tính đến các giải pháp để tăng thêm DTNH – trong đó có giải pháp mở rộng biên độ tỷ giá để tăng khả năng cạnh tranh hàng xuất khẩu – hoặc là tiến hành kiểm soát vốn chặt chẽ các giao dịch ngoại hối ngắn hạn, hoặc là tiến hành đồng thời cả hai giải pháp trên. Giải pháp hai ngã có thể là hữu ích cho chúng ta trong giai đoạn hội nhập. Không chỉ là các biện pháp kiểm soát vốn trên các giao dịch ngắn hạn mà chúng ta cịn phải tính đến mở rộng biên độ tỷ giá.
Những nghiên cứu trên cho thấy chế độ tỷ giá cố định cần một DTNH cao hơn so với chế độ tỷ giá thả nổi hoặc thả nổi có quản lý. Đây chính là một thách thức
cho chúng ta trong việc chuyển sang cơ chế tỷ giá linh hoạt hơn để giảm bớt sức ép lên DTNH. Mặc dù vậy, theo kinh nghiệm ở các nước đang phát triển, nếu áp dụng
đồng bộ các biện pháp về kiểm sốt vốn nước ngồi ngắn hạn và điều hành tỷ giá
linh hoạt thì những thách thức từ chế độ tỷ giá linh hoạt là không đáng ngại.
3.3 Đo lường bộ ba bất khả thi ở Việt Nam 3.3.1 Sự độc lập tiền tệ (MI)
Rose (1996) có đề xuất đo lường độc lập tiền tệ bằng cách xem phản ứng của tỷ giá đối với những thay đổi trong sản lượng, lãi suất và cung tiền. Tuy nhiên đối với cung tiền, phương pháp này có nhược điểm là khó thể nào phân biệt được trong thực tế đâu là một cú sốc cung và cú sốc cầu tiền tệ, đó là chưa kể phải giả định tốc
độ lưu thông tiền tệ là không đổi. Do chỉ số giá sản xuất và nhập khẩu của Việt
Nam được tính theo quý chứ không phải theo tháng nên với việc sử dụng chuỗi thời gian theo quý có thể đã làm ảnh hưởng đến độ chính xác của kết quả chạy mơ hình,
đặc biệt là về độ trễ tác động của các cú sốc.
Khác với Rose, Obstfeld, Jay C. Shambaugh và Taylor (2005) đề xuất cách tiếp cận khác để đo lường độc lập tiền tệ bằng cách không dựa trên số lượng mà dựa trên lãi suất danh nghĩa ngắn hạn. Phương pháp này gây tranh cãi vì chỉ dựa chủ yếu vào trực giác khi cho rằng điều hành chính sách tiền tệ chủ yếu dựa vào mức lãi suất mục tiêu hơn là dựa trên số lượng tiền tệ.
Dựa trên nghiên cứu của Shambaugh, nhóm tác giả Joshua Aizenman, Menzie D. Chinn và Hiro Ito đã xây dựng cách đo lường chỉ số này. Mức độ độc lập tiền tệ
được đo lường dựa trên sự tương quan tính theo năm của lãi suất hàng tháng giữa
quốc gia sở tại “home country” và quốc gia cơ sở “base country”. Chỉ số mức độ độc lập tiền tệ được xác định bằng:
Trong đó: i: quốc gia sở tại, j: quốc gia cơ sở. Lãi suất trên thị trường tiền tệ
được sử dụng trong phép tính này.Theo cơng thức này, giá trị lớn nhất của MI sẽ là 1 và nhỏ nhất là 0. Và giá trị càng cao chứng tỏ chính sách tiền tệ càng độc lập.
Tác giả Chinn – Ito cũng đưa ra kết quả tính tốn chỉ số này cho hơn 170 quốc gia dựa trên dữ liệu từ IMF’s International Financial Statistics hoặc Bloomberg, nguồn dữ liệu sử dụng cho việc tính chỉ số MI là lãi suất chiết khấu và lãi suất tiền gửi hàng tháng của quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở. Ngoài ra, chỉ số MI này được làm giảm sự biến động bằng cách áp dụng mức biến động trung bình trong 3 năm một, bao gồm năm (t-1, t, t+1) của các năm quan sát. Kết quả chỉ số MI tác giả đã tính cho Việt Nam như sau:
Bảng 3.2: Chỉ số độc lập tiền tệ Việt Nam của Chinn-Ito
Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
MI 0.5 0.655 0.766 0.616 0.461 0.265 0.414
Năm 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
MI 0.414 0.458 0.458 0.538 0.551 0.551 0.458
Nguồn: http://web.pdx.edu/~ito/trilemma_indexes.htm
Kết quả tính tốn của tác giả Chinn – Ito cho thấy chính sách tiền tệ của Việt Nam độc lập ở mức độ trung bình so với chính sách tiền tệ của Mỹ. Tuy nhiên, kết quả tính tốn chỉ dựa trên mức lãi suất của hai quốc gia nên chưa phản ánh đầy đủ các cơng cụ của chính sách tiền tệ.
Tại Việt Nam, Chính phủ thường sử dụng cơng cụ lãi suất để điều hành chính sách tiền tệ đặc biệt từ sau cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu năm 2008 chẳng
hạn tăng lãi suất tái cấp vốn, quy định trần lãi suất cho vay (2009-2010), quy định trần lãi suất huy động (2011), … Vì vậy, bài nghiên cứu sử dụng phương pháp tính của Chinn – Ito để tính lại chỉ số MI cho Việt Nam là phù hợp.
Dựa trên phương pháp của Chinn – Ito, bài viết thực hiện đo lường mức độ độc lập tiền tệ của Việt Nam, quốc gia sở tại là Việt Nam và quốc gia cơ sở là Mỹ để xem xét thay đổi lãi suất VND với lãi suất USD. Nguồn dữ liệu tính tốn được
lấy từ IMF’s International Financial Statistics, lãi suất danh nghĩa hàng tháng sử dụng tính tốn trong cơng thức.
Hướng đến lạm phát mục tiêu trong bối cảnh không thể khơng thu hút dịng
vốn vào cho tăng trưởng thì NHNN phải có quyền trên thực tế để thực thi chính
sách tiền tệ thơng qua cơng cụ lãi suất, dự trữ bắt buộc và mua bán trái phiếu chính phủ trên thị trường mở. Do đó, tác giả đã thêm lãi suất tín phiếu kho bạc vào để tính MI (Chinn – Ito chỉ lấy lãi suất chiết khấu và huy động) vì tín phiếu kho bạc là loại giấy nợ do Chính phủ phát hành có kỳ hạn dưới một năm để bù đắp thiếu hụt tạm thời của NHNN và là một công cụ trong những công cụ quan trọng để Ngân hàng
Trung ương điều hành chính sách tiền tệ.
Lãi suất danh nghĩa tại Việt Nam là giá trị trung bình của lãi suất tái cấp vốn, lãi suất huy động trung bình kỳ hạn 3 tháng của 4 NHTMCP Nhà nước và lãi suất tín phiếu kho bạc. Lãi suất danh nghĩa tại Mỹ là giá trị trung bình của lãi suất chiết khấu (Fed funds rate), lãi suất thị trường (Money market rate) và lãi suất tín phiếu kho bạc (Treasury bill). Tuy nhiên, do hạn chế về mặt dữ liệu của Việt Nam nên có những thời điểm thì lãi suất danh nghĩa là giá trị trung bình của lãi suất tái cấp vốn và lãi suất huy động (năm 2010 và 2011) khi đó lãi suất của Mỹ cũng khơng bao gồm lãi suất tín phiếu kho bạc.
Dựa trên dữ liệu lãi suất danh nghĩa hàng tháng từ năm 1997 – 2011 và sử dụng phương pháp tính Chinn – Ito, MI tại Việt Nam có kết quả như sau:
Bảng 3.3: Chỉ số độc lập tiền tệ MI của Việt Nam
Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
MI 0.651 0.759 0.827 0.698 0.602 0.383 0.513
Năm 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
MI 0.296 0.545 0.637 0.828 0.814 0.646 0.745
Nguồn: Tính tốn của tác giả dựa trên số liệu IFS
Chỉ số MI năm 2011 chưa điều chỉnh giảm biến động là 0.915, kết quả tính
chính sách tiền tệ của Việt Nam là khá cao so với Mỹ, nói cách khác việc điều hành lãi suất của Việt Nam không chịu ảnh hưởng lớn bởi điều hành lãi suất của Mỹ.
Trên thực tế, trong thời gian qua NHNN đã thực hiện các cơng cụ chính sách tiền tệ
để thực hiện chính sách phản chu kỳ kinh tế nhằm thực hiện mục tiêu tăng trưởng
kinh tế và kiềm chế lạm phát; kinh tế Việt Nam tăng trưởng 5.9% (mức cao so với trung bình của thế giới) và lạm phát kiềm hãm ớ mức 18.26% năm 2011. Do đó, bài nghiên cứu nhận thấy kết quả tính tốn chỉ số MI trên là phù hợp với diễn biến điều hành chính sách tiền tệ của Việt Nam trong thời gian qua.
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Hình 3.4: Diễn biến chỉ số MI của Việt Nam từ năm 1997-2011 3.3.2 Sự ổn định tỷ giá hối đoái (ERS) 3.3.2 Sự ổn định tỷ giá hối đối (ERS)
Độ ổn định tỷ giá chính là độ lệch chuẩn của tỷ giá, được tính theo năm dựa
trên dữ liệu tỷ giá mỗi tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở. Độ ổn định tỷ giá nằm giữa giá trị 1 và 0, nếu chỉ số này có giá trị càng lớn cho thấy đồng tiền của nước “home country” ổn định trong mối tương quan với đồng tiền của nước “base
Kết quả nghiên cứu của tác giả Chinn – Ito đối với chỉ số này từ năm 1997 - 2010 được công bố tại như sau:
Bảng 3.4: Chỉ số ổn định tỷ giá Việt Nam của Chinn - Ito
Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
ERS 0.431 0.294 1 1 0.731 0.859 0.863
Năm 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
ERS 0.835 1 1 1 0.466 0.39 0.461
Nguồn: http://web.pdx.edu/~ito/trilemma_indexes.htm
Theo kết quả tính tốn của Chinn – Ito thì chế độ tỷ giá của Việt Nam từ sau khủng hoảng Châu Á năm 1999 đến năm 2007 gần như cố định chỉ giao động trong biên độ nhỏ, sau năm 2007 tỷ giá có nhiều biến động và Việt Nam đồng tiếp tục mất giá so với đồng USD.
Để tính tốn chỉ số ERS tác giả đã lấy dữ liệu tỷ giá hàng tháng VND/USD từ
báo cáo của IMF’s International Financial Statistics với độ dài từ năm 1997 đến năm 2011, đó là tỷ giá bình qn liên ngân hàng chính thức do NHNN cơng bố hàng
tháng.
Tác giả đã sử dụng phương pháp tính của Chinn – Ito để tính ERS và kết quả
tính tốn như sau:
Bảng 3.5: Chỉ số ổn định tỷ giá của Việt Nam
Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 ERS 0.682 0.539 0.971 0.858 0.451 0.917 0.945 0.921
Năm 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 ERS 0.963 0.951 0.858 0.764 0.636 0.765 0.519
Nguồn: Tính tốn của tác giả dựa trên số liệu IFS
So với kết quả của Chinn – Ito thì kết quả tính của tác giả có sự khác biệt tuy nhiên nếu nhìn vào chuỗi dữ liệu thì tỷ giá VND/USD biến động qua từng tháng
trong suốt giai đoạn nghiên cứu mặc dù có những biến động là rất nhỏ. Do đó chỉ số ERS giao động trong biên độ nhỏ từ năm 2002 đến năm 2007, kết quả này phù hợp
với tình hình thực tế như đã đề cập ở phần trên, từ sau khủng hoảng tài chính tồn cầu năm 2008 thì tỷ giá đã có xu hướng biến động mạnh hơn đặc biệt là năm 2011 do sự can thiệp từ NHNN để hỗ trợ xuất khẩu. Nhìn chung, Việt Nam cơng bố là tỷ giá thả nổi có quản lý nhưng kết quả tính tốn cho thấy tỷ giá VND/USD tương đối cứng nhắc và chỉ giao động trong biên độ cho phép.
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Hình 3.5: Chỉ số ổn định tỷ giá ERS của Việt Nam từ năm 1997 - 2011
Kết quả tính tốn cho thấy tỷ giá có mức độ ổn định cao từ năm 1999 đến năm 2007 nhưng từ sau năm 2008 tỷ giá trở nên linh hoạt hơn, kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với kết quả hồi quy trong nghiên cứu của Patnaik, Sengupta & Shah (2010) đối với các nền kinh tế Châu Á (bao gồm Việt Nam) là rất ít thay đổi đáng kể trong chế độ tỷ giá hối đối thực nhưng đã có sự chuyển động dần dần theo hướng
linh hoạt hơn.
3.3.3 Hội nhập tài chính (KAOPEN)
Trong các chỉ số đo lường bộ ba bất khả thi, khó nhất là đo lường mức độ hội nhập tài chính. Muốn đánh giá mức độ hội nhập tài chính, chúng ta phải đo lường
mức độ mà một quốc gia tiến hành kiểm soát vốn. Tuy nhiên việc đo lường mức độ kiểm sốt vốn rất phức tạp vì rất khó để phản ánh hết những phức tạp trong thực tế. Chẳng hạn có quốc gia tuy tuyên bố mở cửa thị trường vốn bằng những chính sách
khá thơng thống nhưng trong thực tế lại kiểm soát vốn bằng những biện pháp hành chính của các cơ quan chức năng.
Lane và Milesi-Ferretti (2006) có đề xuất sử dụng chỉ số độ mở TKV trên thực tế. Chỉ số của Lane và Milesi-Ferretti đo lường khối lượng nợ và tài sản nước ngồi trong cán cân thanh tốn. Khi đo lường tổng lượng nợ và tài sản nước ngoài trong cán cân thanh toán, ta sẽ thấy được mức độ kiểm sốt vốn trên thực tế mà quốc gia
đó đang theo đuổi. Ngồi ra cịn một phương pháp thứ hai để đo lường độ mở của
TKV trên thực tế, đó là tính tốn tỷ số dịng tài chính xun biên giới trong cán cân thanh toán quốc tế so với GDP.
Chinn và Ito (2006, 2008) đưa ra đề xuất sử dụng độ mở TKV KAOPEN để đo lường mức độ hội nhập tài chính.
KAOPEN được xác định dựa trên các thông tin về những hạn chế (restrictions) trong việc hội nhập tài chính của các nước được trình bày trong Bản Báo cáo thường niên Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions
(AREAER) của IMF. Cụ thể, KAOPEN là phần hợp thành được chuẩn hóa từ các biến: sự tồn tại của nhiều loại tỷ giá hối đoái khác nhau, những hạn chế trong các giao dịch TKVL, những hạn chế trong các giao dịch TKV và các yêu cầu về chứng từ cho quá trình xuất khẩu. Đây là dạng cơ chế mà một loại tỷ giá áp dụng cho giao dịch trên TKVL và một loại tỷ giá áp dụng cho TKV. Cơ chế đa tỷ giá chính là một