3.1 Đánh giá mức độ tự do hoá tài khoản vốn của Việt Nam qua mơ hình kinh tế lượng IRP.
3.1.1 Mục tiêu.
Sử dụng mơ hình này nhằm để kiểm định ngang bằng lãi suất để xác định bản chất dịng vốn nước ngồi ở Việt Nam đang tự do ở mức nào hay bị kiểm soát chặc chẽ. Theo lý thuyết này thì dịng vốn được tự do di chuyển sẽ ngưng di chuyển khi chênh lệch lãi suất trong nước với nước ngoài bằng tỷ lệ mất giá kỳ vọng của đồng nội tệ. Nếu điều kiện cân bằng lãi suất khơng được đảm bảo thì (trong cơ chế dòng vốn tự do di chuyển) sẽ xuất hiện các động cơ để dòng vốn di chuyển.
Trong thời gian qua, với mơ hình ngang giá lãi suất này thì PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang đã sử dụng các số liệu từ năm 1999 đến 2005 để đánh giá mức độ kiểm soát vốn ở Việt Nam với kết luận là Việt Nam vẫn cịn kiểm sốt vốn khá chặc chẽ. Hơn nữa, theo các nghiên cứu định tính cũng cho thấy Việt Nam đang áp dụng cơ chế tự do nhưng rất thận trọng. Tuy nhiên Việt Nam đã đạt nhiều kỷ lục về thu hút dòng vốn vào trong ba năm gần đây, đặc biệt là kể từ khi gia nhập WTO, Việt Nam đã có nhiều thay đổi đáng kể về mặt chính sách để đáp ứng yêu cầu hội nhập và phát triển đất nước, đã có hội nhập với khu vực và thế giới ở mức nhất định. Tự do hoá là tất yếu, nhưng tự do như thế nào là một vấn đề khó giải quyết, và Việt Nam đã thực hiện tự do hoá ở mức nào sẽ được phân tích định lượng để thấy rõ vấn đề hiện tại và thấy được lãi suất trong nước xa rời với bên ngoài và hạn chế sự hội nhập với phần còn lại của thế giới. Do vậy, đề tài này sẽ nghiên cứu từ năm 1999 đến 2008 thì mức độ tự do được cải thiện thế nào so với nghiên cứu trước đây (từ 1999-2005) và để qua đó đánh giá xem mức độ tự do hố ở Việt Nam có được cải thiện hay khơng và cải thiện ở mức nào.
3.1.2 Sử dụng mơ hình ngang giá lãi suất để đánh giá mức độ tự do hoá.
Theo lý thuyết ngang giá lãi suất IRP, nếu tồn tại các điều kiện để nghiệp vụ kinh doanh chênh lệch phi rủi ro khả thi thì tỷ lệ giữa tỷ giá kỳ hạn và tỷ giá giao ngay sẽ bằng chênh lệch lãi suất của các tài sản định danh bằng ngoại tệ và các tài sản tương đương định danh bằng nội tệ, nghĩa là:
ƒt,t+k – St = (it,k – i*t,k) (1)
với St: Tỷ giá giao ngay của ngoại tệ tại thời điểm t ƒt,t+k : Tỷ giá kỳ hạn cho thời kỳ k
it,k: là lãi suất của các sản phẩm tài chính định danh bằng đồng nội tệ i*t,k : là lãi suất của các sản phẩm tài chính định danh bằng ngoại tệ (các giá trị trên được biểu thị dưới dạng log)
Công thức (1) là điều kiện của nghiệp vụ kinh doanh chênh lệch phi rủi ro chưa xét đến khẩu vị rủi ro của nhà đầu tư. Tuy nhiên, để mở rộng mơ hình này cho các nhà đầu tư khơng chấp nhận rủi ro thì tỷ giá kỳ hạn sẽ chênh lệch với tỷ giá giao ngay kỳ vọng một phần bù để bù đắp cho phần phi rủi ro nhận được do đầu tư vào tài sản bằng nội tệ thay vì đầu tư vào tài sản ngoại tệ. Chúng ta định nghĩa phần bù rủi ro, h
ƒt,t+k = Set,t+k + ht,t+k (2)
Thay (2) vào (1) và biểu diễn sự biến động tỷ giá từ thời điểm t đến thời điểm t+k bằng một hàm số theo chênh lệch lãi suất và phần bù rủi ro, chúng ta có:
∆Set,t+k = (it,k – i*t,k) – ht,t+k (3)
Ngang giá lãi suất khơng phịng ngừa được thể hiện trong phương trình (3) khi phần bù rủi ro bằng 0, kết quả này phù hợp với giả định rằng các nhà đầu tư là chấp nhận rủi ro. Trong trường hợp này thì biến động trong tỷ giá giao ngay kỳ vọng sẽ bằng với chênh lệch lãi suất hiện tại. Tuy nhiên, phương trình (3) khơng thể được kiểm định một cách trực tiếp vì khơng có số liệu về bíến động của tỷ giá giao ngay tương lai. Để các nghiên cứu này khả thi thì ngang giá lãi suất khơng phịng ngừa thường được kiểm định kèm theo giả định kỳ vọng hợp lý trên thị trường ngoại hối. Khi đó, giá trị tương lai của St+k sẽ bằng giá trị kỳ vọng tại thời
điểm t cộng với một sai số ký hiệu là xt,t+k, sai số này không tương quan với bất kỳ một thông tin nào tại thời điểm t, bao gồm cả chênh lệch lãi suất và tỷ giá giao ngay hiện tại:
St+k = Sret,t+k + xt,t+k (4)
Thay (4) vào phuơng trình (3) chúng ta có được mối quan hệ: ∆St,t+k = (it,k – i*t,k) – ht,t+k + xt,t+k (5)
Vế trái của phương trình (5) chính là biến động của tỷ giá từ thời điểm t đến t+k. Theo lý thuyết kỳ vọng không thiên lệch, hai giá trị cuối trong phương trình (5) được giả định là trực giao với chênh lệch lãi suất. Do đó, trong điều kiện hồi quy, tham số ước lượng của chênh lệch lãi suất sẽ có một phân phối xác suất theo hàm hồi quy sau:
∆St,t+k = a + b(it,k – i*t,k ) + ct,t+k (6)
Sử dụng phương trình (6) để kiểm định mối quan hệ giữa chênh lệch lãi suất và biến động tỷ giá hối đối, theo đó chênh lệch giữa lãi suất VND và lãi suất USD có phải là một dự báo khơng thiên lệch cho biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai của USD hay khơng. Nếu đúng như vậy, thì các nhà kinh doanh chênh lệch sẽ khơng có cơ hội để đầu tư kiếm lời do chênh lệch lãi suất. Và có nghĩa là chính phủ đã khơng thực hiện bất cứ một kiểm sốt vốn nào và thị trường là cân bằng. Dữ liệu thu thập cho phân tích này được tổng hợp từ nghiên cứu trước đây của TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang (từ quý 1 năm 1999 đến quý 3 năm 2005) và từ các Ngân hàng thương mại cổ phần (từ quý 4 năm 2005 đến quý 4 năm 2008). Lãi suất của VND và USD là lãi suất tiền gởi 3 tháng tại thị trường Việt Nam. Tỷ giá giao ngay được tổng hợp theo thời điểm cuối mỗi quý. Tỷ giá kỳ hạn được lấy từ nghiên cứu của TS Nguyễn Thị Ngọc Trang và theo công bố của Ngân hàng thương mại cổ phần (áp dụng theo hướng dẫn của NHNH). Theo số liệu có được thì bao gồm 40 mẫu quan sát.
Tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa chênh lệch lãi suất VND-USD và biến động trong tỷ giá theo phương trình hồi quy (6) và có kết quả như sau.
Bảng 3-1: Kết quả kiểm định mức độ tự do hoá tài khoản vốn của Việt Nam Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.75584 0.117613 6.426523 0.0
X 0.001965 0.000677 2.900683 0.00616
R-squared 0.181281 Mean dependent var 1.04875 Adjusted R-squared 0.159736 S.D. dependent var 0.416026 S.E. of regression 0.381354 Akaike info criterion 0.958531 Sum squared resid 5.526385 Schwarz criterion 1.042975 Log likelihood -17.17063 F-statistic 8.413964 Durbin-Watson stat 0.325589 Prob(F-statistic) 0.00616 (Nguồn: theo tính tốn riêng của tác giả)
Từ kết quả trên cho thấy ý nghĩa của mơ hình là rất yếu, R2 chỉ đạt 18,12%, nghĩa là chỉ có 18,12% biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của USD được giải thích bởi mối quan hệ tuyến tính này hay chênh lệch lãi suất giữa VND- USD và biến động tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của USD là 18,12%. Kết quả này cũng tương tự với nghiên cứu của TS Nguyễn Thị Ngọc Trang (Nguyễn Thị Ngọc Trang et al, 2006) trước đây với mức ý nghĩa của mơ hình là 15,61%. Và cũng hướng nghiên cứu này, nhưng tỷ giá và mức lãi suất được thống kê theo IMF, Đỗ Gioan Hảo et al, 2007 cũng cho kết quả với mức ý nghĩa mơ hình là
3,2%. Điều đó cho thấy mối quan hệ tuyến tính này có mối quan hệ rất yếu tính từ 01/01/1999 đến nay.
Tiến hành kiểm định hệ số góc β1 của mơ hình với, giả thiết:
* H0: β = 0 (giữa X và Y khơng có quan hệ nghĩa là giữa chênh lệch lãi suất giữa VND – USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của đô la Mỹ là không tương quan).
* H1: β # 0 (giữa X và Y có quan hệ nghĩa là giữa chênh lệch lãi suất giữa VND – USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của đơ la Mỹ là có tương quan).
Từ bảng kết quả trên cho thấy p-value = 0.00616. So với tiêu chuẩn kiểm định
truyền thống (mức ý nghĩa được chọn là 5%) thì H0 bị bác bỏ, hay nói theo cách khác thì trường hợp này là có mối tương quan giữa chênh lệch tỷ giá giao ngay – tỷ giá kỳ hạn và chênh lệch lãi suất VND – USD trong trường hợp của Việt Nam.
Tuy nhiên, mối quan hệ tương quan này là rất yếu, hệ số góc chỉ bằng 0.001965, trong khi nếu ngang giá lãi suất tồn tại thì giá trị này phải bằng 1. Do ngang giá lãi suất không tồn tại, nên trong cơ chế vốn tự do di chuyển sẽ xuất hiện dòng vốn vào hoặc ra nhằm kinh doanh chênh lệch giá, nhưng trong thực tế điều này không xảy ra, chứng tỏ Việt Nam đang duy trì kiểm sốt vốn khá chặc chẽ. Hiện nay lãi suất trong nước đã tự do hoá một cách đáng kể và tỷ giá trong nước được đánh giá là linh hoạt ở một mức độ nhất định nhưng không phản ánh được mối tương quan so với các biến số tương ứng. Vì NHNN Việt Nam ấn định một biên độ giới hạn cho tỷ giá kỳ hạn theo tỷ giá giao ngay, theo đó, các NHTM tính tốn tỷ giá kỳ hạn giao dịch bằng cách lấy tỷ giá giao ngay cộng thêm điểm kỳ hạn (do NHNN) quy định chứ khơng phải tính tốn tỷ giá kỳ hạn trên cơ sở ngang giá lãi suất IRP. Từ các phân tích trên cho thấy tự do hoá tài khoản vốn ở Việt Nam trong thời gian qua vẫn rất hạn chế, mặt dù có mở rộng hơn năm 2005 nhưng mức độ mở này không đáng kể, ngang giá lãi suất IRP đã không xảy ra, cho thấy Việt Nam vẫn kiểm soát vốn ở mức cao. Do tỷ giá kỳ hạn được tính tốn một cách chủ quan như đã trình bày trên, mặt khác chi phí giao dịch do kiểm soát vốn và những quan ngại tiềm ẩn về rủi ro quốc gia đã làm cho thị trường Việt Nam không thể nào đạt được thế cân bằng. Do vậy, mức độ hội nhập của Việt nam xét theo khía cạnh tài khoản vốn vẫn cịn rất khiêm tốn so với phần còn lại của thế giới.
3.2 Xây dựng lộ trình cho tự do hố tài khoản vốn. 3.2.1 Những yếu tố cần thiết để tự do hoá tài khoản vốn:
- Sự vững chắc của chính sách tài khố: là thành phần chính trong nỗ lực tự do hố tài khoản vốn. Nó khơng những đảm bảo sự ổn định của chính sách tài khố mà nó cịn nâng cao sự tín nhiệm đối với các khoản nợ quốc gia. Thâm hụt ít sẽ được bù
đắp chính là phát hành trái phiếu, nhưng thâm hụt cao có thể làm cho lãi suất cao thêm và từ đây tác động đến sự đảo chiều dòng vốn, nhất là vốn ngắn hạn. Tuy vậy, sự vững chắc và cân bằng cũng không đủ để ngăn ngừa khủng hoảng nhưng nó cần thiết cho tự do hố.
- Mức lạm phát: lạm phát một con số là yêu cầu chính của chính sách và điều này địi hỏi ngân hàng trung ương có tính độc lập cao và khơng phụ thuộc vào cơ quan khác. Khi đó mức lạm phát cao có thể làm cho mức lãi suất cao và nó có thể thu hút dịng vốn vào nhưng khi mức lãi suất thấp được duy trì sẽ làm cho dịng vốn ra nhiều hơn.
- Cải cách khu vực tài chính: Một yếu tố chính của bất kỳ chính sách hướng đến tự do hoá tài khoản vốn trực tiếp là cải cách và cấu trúc lại khu vực tài chính để ngăn ngừa sự phân bổ nguồn vốn không hiệu quả. Khi tự do hố tài khoản vốn thì sự yếu kém của hệ thống tài chính có thể là ngun nhân của bất ổn định vĩ mô và khủng hoảng. Vì vậy, việc phát triển các cơng cụ gián tiếp như thị trường mở, lãi suất trở thành mục tiêu chính. Cải cách cũng phải bao gồm đề ra chuẩn mực kế toán, tăng cường giám sát, theo dõi sát sao những rủi ro từ phía ngân hàng.
- Chính sách tiền tệ: phát triển và tạo độ sâu (deepening) cho thị trường tài chính phải đi theo sau những cải cách. Chuyển việc kiểm sốt chính sách tiền tệ trực tiếp sang gián tiếp là yêu cầu cần thiết, điều này giúp tránh đi những méo mó từ các trung gian tài chính và việc thực hiện chính sách trở nên linh hoạt hơn.
- Chính sách tỷ giá hối đoái: là yếu tố quan trọng nhất cho việc hoạch định chính sách hướng về tự do hố tài khoản vốn. Các nhà hoạch định chính sách cần quyết định mức tối ưu tính linh hoạt của tỷ giá nhằm ngăn ngừa những bất ổn và để tạo tính cạnh tranh.
- Cán cân tài khoản vãng lai: ở các quốc gia đang phát triển việc thâm hụt cán cân vãng lai phản ánh việc sử dụng tiết kiệm để phát triển và đầu tư. Kinh nghiệm các nước cho thấy việc thâm hụt vãng lai là lựa chọn tối ưu nhất. Thâm hụt cao sẽ làm tăng mức nợ bên ngồi và có thể tạo sức ép đối với phát triển bằng việc nhập khẩu chậm lại và/hoặc nỗi sợ về khủng hoảng xảy ra.
- Dự trữ ngoại hối: Một khi tự do hố tài khoản vốn thì dự trữ ngoại hối là chìa khố quan trọng cho các nhà hoạch định chính sách. Dự trữ giúp làm cân bằng cán cân thanh tốn và chống lại các cú sốc tài chính khi mà dịng vốn đi ra. Ngồi ra dự trữ cũng làm cho việc điều hành tỷ giá dễ dàng hơn, điều tiết được các khoản nợ, nhập khẩu và cú sốc của dòng vốn gián tiếp .
- Áp dụng chế độ giám sát và các quy tắc thận trọng: việc thực hiện điều này trong khu vực tài chính là tất yếu vì hệ thống tài chính cịn nhiều yếu kém và cũng để nhằm tạo tính ổn định, khả năng thanh tốn, thanh khoản cho hệ thống tài chính. Với các yếu tố cần thiết phải đạt được như trên trước khi tự do hố ở mức sâu hơn thì Việt Nam vẫn chưa có yếu tố nào chắc chắn, nền kinh tế còn nhiều bất ổn định, cơ chế giám sát cịn thiếu, chính sách kinh tế cịn nhiều bất đồng … nên qua việc phân tích kinh tế lượng cho thấy Việt Nam cịn kiểm sốt vốn rất chặc chẽ cũng là điều dễ hiểu.
3.2.2 Trình tự thực hiện tự do hố tài khoản vốn
Từ kinh nghiệm của các quốc gia và những gì đã xảy ra trong q khứ thì tự do hố tài khoản vốn cần phải được thực hiện một cách có thứ tự:
i. Tự do hoá tài khoản vốn phải dựa trên việc phân chia giữa chủ thể trong nước và ngoài nước. Bước đầu chỉ tự do hoá cho các chủ thể nước ngồi, sau đó mới đến trong nước. Chẳng hạn năm 1994, người dân Mexico chuyển một khối lượng tiền ra khỏi đất nước từ đó gây nên khủng hoảng. Khi kiểm sốt được dịng vốn của các chủ thể nước ngồi vào một cách khá chắc chắn thì mới dỡ bỏ từ từ kiểm sốt dịng vốn của các chủ thể trong nước đi ra.
ii. Mở cửa cho dịng vốn vào trước, sau đó mới đến dịng vốn đi ra (giống như i, nhưng việc mở cửa này áp dụng cho tất cả các chủ thể trong và ngoài nước. Sau khi tự do hố dịng vốn vào và ra rồi thì việc quản lý các tài khoản vốn mở này phải được trợ giúp bởi cơng cụ tài chính - tiền tệ nhằm để thay đổi cấu trúc dịng vốn vào và tác động của nó đến chính sách tiền tệ và chính sách tỷ giá.
iii. Khi đã kiểm sốt được các dịng vốn thì mới bắt đầu dỡ bỏ các kiểm soát để tự do hố hồn tồn.
Theo trình tự trên thì Việt Nam đã mở rộng khá nhiều quyền tự do cho các chủ thể đầu tư trong và ngồi nước, nhưng dịng vốn ra còn khá nhiều hạn chế và các chính sách cịn kiểm sốt rất chặc chẽ khi dịng vốn chuyển ra khỏi đất nước. Điều