5.1 .Hệ số tương quan giữa các biến ERS, MI và KAOPEN
5.3. Kết quả nghiên cứu mô hình hồi quy tuyến tính tác động của bộ ba
5.3.2. Mơ hình 6: GR = α9ERS t+ α10MI t+ α11KAOPENt
Bảng 5.7: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 6
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.7 cho thấy hệ số xác định R2 = 0,530621 ứng với F = 4,521894 và P-value (của F) = 0.024218 < 0,05 nên các biến độc lập ổn định tỷ giá (ERS), độc lập tiền tệ (MI), hội nhập tài chính (KAOPEN) trong mơ hình 5 giải thích được sự ảnh hưởng đối với tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam.
Ý nghĩa của các hệ số hồi quy trong mơ hình: Qua bảng 5.7 cho thấy P-value của biến MI (0,0043) nhỏ hơn 0,05 nên biến này có ý nghĩa thống kê trong mơ hình 6. Cịn các biến ERS (0,6996), KAOPEN (0,9741) lớn hơn 0,05 nên hai biến này khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình 6.
Kiểm định về tính độc lập của sai số (khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ)
Bảng 5.8: Kết quả kiểm định về tính độc lập của sai số của mơ hình 6
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Theo Bảng 5.8 kiểm tra Breusch-Godfrey Test cho thấy xác suất P-value của nR2 là 0,5242 > 0,05 nên khơng có hiện tượng tự tương quan xuất hiện trong mơ hình 6.
Kiểm định khơng có mối tƣơng quan giữa các biến độc lập (đo lƣờng đa cộng tuyến):
Bảng 5.9: Hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập ERS, MI, KAOPEN GR ERS MI KAOPEN GR 1 ERS 0.199207 1 MI -0.723948 -0.378079 1 KAOPEN 0.075831 -0.129187 -0.076847 1
Theo bảng 5.9 hệ số tương quan giữa các biến, tác giả nhận thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mơ hình rất thấp (< 0,8). Chỉ số ổn định tỷ giá (ERS) và chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN) có mối tương quan dương với chỉ số tăng trưởng kinh tế (GR) (hệ số tương quan > 0); ngược lại, chỉ số độc lập tiền tệ có mối tương quan âm với chỉ số tăng trưởng kinh tế (GR) (hệ số tương quan < 0). Vì vậy có thể khẳng định rằng khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra giữa các biến độc lập trong mơ hình 6.
Kiểm định về phƣơng sai của sai số không đổi
Bảng 5.10: Kết quả kiểm định về phƣơng sai của sai số không đổi của mơ hình 6
Theo bảng 5.10 cho thấy P-value của nR2= 0,5525 > 0,05 nên phương sai của mơ hình 6 khơng thay đổi.
5.3.3. Mơ hình 7: IV = α12ERSt + α13MIt + α14KAOPENt Bảng 5.11: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 7
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.11 cho thấy hệ số xác định R2 = 0,359825 ứng với F = 2,248287 và P-value (của F) = 0,135123 > 0,05 nên các biến độc lập ổn định tỷ giá (ERS), độc lập tiền tệ (MI), hội nhập tài chính (KAOPEN) trong mơ hình 7 khơng giải thích được sự ảnh hưởng đối với biến động lạm phát tại Việt Nam.
5.3.4. Mơ hình 8: OV = α15ERSt + α16MIt + α17KAOPENt Bảng 5.12: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 8
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.12 cho thấy hệ số xác định R2 = 0,130321 ứng với F = 0,599400 và P-value (của F) = 0,627580 > 0,05 nên các biến độc lập ổn định tỷ giá (ERS), độc lập tiền tệ (MI), hội nhập tài chính (KAOPEN) trong mơ hình 8 khơng giải thích được sự ảnh hưởng đối với biến động sản lượng đầu ra tại Việt Nam.
Kết luận:
Dựa vào các kết quả chạy hồi quy tuyến tính và các kiểm định trên, chỉ duy nhất yếu tố độc lập tiền tệ tác động ngược chiều đến tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam, tức là càng độc lập về tiền tệ thì tăng trưởng kinh tế càng thấp. Điều này giống với kết quả nghiên cứu của Yu Hsing về tác động của bộ ba bất khả thi lên lạm phát, tăng trưởng,
biến động lạm phát và biến động sản lượng đầu ra ở Bulgari (2012), Cộng hòa Séc (2012) và Brazil (2013). Bên cạnh đó, điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của ACI (2008b).
Ngoài ra, khi tác giả đem so sánh kết quả này với nghiên cứu luận văn thạc sỹ của Trương Thị Cẩm Nguyên (2012), tác giả có cùng chung kết luận vể việc độc lập tiền tệ làm giảm tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên do tác giả Trương Thị Cẩm Nguyên (2012) có sử dụng thêm yếu tố dự trữ ngoại hối để đo lường tác động của bộ ba bất khả thi lên lạm phát, tăng trưởng kinh tế nên kết quả các phần còn lại khác với kết luận của tác giả; cụ thể, hội nhập tài chính cũng làm giảm tăng trưởng nhưng ổn định tỷ giá thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Riêng kết quả, khơng có yếu tố nào của bộ ba bất khả thi tác động đến lạm phát, biến động lạm phát và biến động sản lượng đầu ra tại Việt Nam, giống với kết quả nghiên cứu của Yu Hsing tại Bulgari (2012).
6. Kết luận
Qua nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam, một lần nữa chứng minh rằng việc lực chọn chính sách bộ ba bất khả thi để điều hành nền kinh tế vĩ mơ có vai trị hết sức quan trọng. Tùy theo từng thời điểm, đặc điểm của nền kinh tế mà mỗi quốc gia có lựa chọn chính sách bộ ba bất khả thi riêng để đạt được mục tiêu vĩ mô đặt ra.
Các nghiên cứu thực nghiệm về lý thuyết bộ ba bất khả thi của nhóm tác giả ACI cho thấy việc đánh đổi giữa các yếu tố bộ ba bất khả thi là tất yếu. Các bằng chứng thực nghiệm cũng cho thấy lý thuyết này đã được ứng dụng vào thực tế một cách linh hoạt. Các mẫu hình bộ ba bất khả thi khác nhau ở các nhóm nước khác nhau và thay đổi theo thời gian. Những nghiên cứu của Yu Hsing 2012 cho thấy việc lựa chọn
chính sách bộ ba bất khả thi khác nhau giữa các quốc gia, dẫn đến những tác động của bộ ba bất khả thi lên lạm phát, tăng trưởng kinh tế, biến động lạm phát và biến động sản lượng đầu ra cũng khác nhau.
Luận văn đề cập một cách tổng quát các bằng chứng thực nghiệm về việc điều hành bộ ba bất khả thi trên thế giới và thực trạng các chính sách tài chính vĩ mơ điều hành bộ ba bất khả thi ở Việt Nam trong thời gian qua. Những phân tích, kiểm định cho thấy bộ ba bất khả thi tại Việt Nam có mơ hình hồi quy log – tuyến tính. Bên cạnh đó, tác giả đã thực hiện kiểm định các yếu tố bộ ba bất khả thi và mối liên hệ của các yếu tố này đến nền kinh tế thông qua lạm phát, tăng trưởng kinh tế, biến động lạm phát và biến động sản lượng và thu được kết quả: khơng có nhân tố nào của bộ ba bất khả thi tác động đến lạm phát, biến động lạm phát và biến động sản lượng đầu ra. Chính sách độc lập tiền tệ càng cao thì tăng trưởng kinh tế càng giảm.
Hạn chế của nghiên cứu và hướng nghiên cứu tiếp theo:
Dữ liệu nghiên cứu còn hạn chế với mẫu kiểm định các yếu tố bộ ba bất khả thi trong kỳ quan sát 1997 – 2012 với số lượng 16 quan sát.
Phân tích chính sách tài chính vĩ mơ chỉ tập trung vào một số vấn đề nổi bật, chưa phân tích tồn diện các yếu tố trong chính sách.
Chỉ số KAOPEN vẫn cịn thiếu yếu tố FII ra do đó tác động khơng nhỏ đến kết quả kiểm định hồi quy của tác giả.
Hiện nay mơ hình bộ ba bất khả thi đã thêm một yếu tố khá quan trọng là tỷ lệ dự trữ ngoại hối. Trong bài nghiên cứu này, tác giả không đề cập đến yếu tố này do tác giả dựa trên mơ hình nghiên cứu của Yu Hsing (2012).
Bài nghiên cứu này tác giả chủ yếu dựa trên các bài nghiên cứu của Yu Hsing về tác động của bộ ba bất khả thi lên lạm phát, tăng
trưởng, biến động lạm phát, biến động sản lượng đầu ra ở các nước Brazil, Bulgari, Hy Lạp, Cộng Hòa Séc; do đó, khơng thể tránh khỏi việc thiếu sót vì khơng có cái nhìn tổng qt của nhiều nghiên cứu khác.
Những hạn chế trên đây nên được khắc phục tốt trong các nghiên cứu tiếp theo. Đồng thời, các nghiên cứu tiếp theo cần áp dụng các phương pháp khác để tính tốn chỉ số KAOPEN nhằm có cái nhìn nhiều khía cạnh hơn về bộ ba bất khả thi.
Tiếng Việt
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Lê Xuân Nghĩa, “Một số giải pháp về chính sách tỷ giá hối đối hỗ trợ phát triển kinh tế và doanh nghiệp”, Tạp chí kinh tế phát triển số 212, 2008.
2. Nguyễn Thị Thu Hằng và các tác giả (2010), “Lựa chọn chính sách tỷ giá trong bối cảnh phục hồi kinh tế”, VEPR
3. Nguyễn Xuân Thành (2003), “Việt Nam: con đường đi đến tự do hóa lãi suất”, Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright
4. Nguyễn Văn Thày (2010), “Giải pháp nâng cao hiệu quả chính sách tiền tệ”, Quản trị tài chính.
5. Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định (2005), Sách Tài Chính Quốc
Tế, chương 10 “Tác động của Chính phủ đối với tỷ giá hối đoái”,
chương 11 “Bộ ba bất khả thi và những thay đổi trong cấu trúc tài chính quốc tế”.
Tiếng Anh
6. Aizenman, J., (2010) “The Impossible Trinity (aka The Policy Trilemma)”, The Encyclopedia of Financial Globalization, UCSC and the NBER.
7. Aizenman, J., M. Chinn, D., Ito, H., (2008a) “The “Impossible Trinity” Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing”, University of Wisconsin & the NBER Portland State University, UCSC & the NBER.
8. Aizenman, J., Chinn, M.D., Ito, H., (2008b) “Assessing the Emerging Global Financial Architecture: Measuring the Trilemma's
Configurations over Time”, NBER working paper series, Working Paper 14533, http://www.nber.org/papers/w14533
9. Aizenman, J., Chinn, M.D., Ito, H., (2010) “The Emerging Global Financial Architecture: Tracing and Evaluating the New Patterns of the Trilemma's Configurations”, Journal of International Money and Finance, pp. 615-641
10.Aizenman, J., Chinn, M.D., Ito, H., (2011a) “Surfing the Waves of Globalization: Asia and Financial Globalization in the Context of the Trilemma”, Journal of the Japanese and International Economies, 25, pp. 290-320
11.Aizenman, J., Chinn, M.D., Ito, H., (2011b) “The Trilemma Indexes”, http://web.pdx.edu/~ito/trilemma_indexes.htm
12.Aizenman, J., Chinn, M.D., Ito, H., (2011)“Trilemma
Configurations in Asia in an Era of Financial Globalization”, UCSC. 13.Aizenman, J., Ito, H., (2011b) “Trilemma Policy Convergence Patterns and Output Volatility”, manuscript, UCSC.
14.Aizenman, J., Ito, H., (2012) “Trilemma Policy Convergence Patterns and Output Volatility”, NBER working paper, NBER.
15.Aizenman, J., Glick, R., (2009) “Sterilization, Monetary Policy, and Global Financial Integration”, Review of International Economics, 17, pp. 816-840
16.Aizenman. J., Sengupta, R., (2011) “The Financial Trilemma in China and a Comparative Analysis with India”, UCSC and the NBER; IFMR, India.
17.Căpraru, B., Ihnatov, I., (2011) “The effect of exchange rate arrangements on transmission of interest rates and monetary policy independence: evidence from a group of new EU member
countries”, Scientific Annals of the “Alexandru Ioan Cuza” University of Iasi – Economic Sciences Section, 58, pp.71-81
18.Chinn, M.D., Ito, H., (2008) “A New Measure of Financial Openness”, Journal of Comparative Policy Analysis, 10, pp. 309- 322
19.Cortuk, O., Singh, N., (2011) “Turkey's trilemma trade-offs: is there a role for reserves?, MPRA Paper No. 33887.
20.Cortuk, O., Turhan, I., Akcelik, Y., (2012) “Mitigating Turkey's trilemma trade-offs”, MPRA Paper No. 40101.
21.Frankel, J.A., Schmukler, S.L., Serven, L., (2004) “Global Transmission of Interest Rates: Monetary Independence and Currency Regime”, Journal of International Money and Finance, 23, pp. 701-733
22.Ghosh, A., Gulde, A., Ostry, J., (1997) “Does the Nominal Exchange Rate Regime Matter?”, NBER Working Paper No 5874
23.Hutchison, M.M., Rajeswari, S., Singh, N.,
(2010) “India’s
trilemma: Financial Liberalization, Exchange Rates and Monetary Policy”, Working Papers, Santa Cruz Institute for International Economics, No. 10-09
24.Hsing, Y., (2012) “Effects of the Trilemma Policies on Inflation, Growth and Volatility in Bulgaria”, Theoretical and Applied Economics Volume XIX, No. 4(569), pp. 49-58
25.Hsing, Y., (2012) “Impact of the Trilemma Policies on Inflation, Growth and Volatility in Greece”, International Journal of Economics and Financial Issues Vol. 2, No. 3, pp.373-378
26.Hsing, Y., (2012) “Studies of the Trilemma Policies and their impacts on Inflation, Growth and Volatility in Czech Republic”,
International Research Journal of Applied Finance , Vol.3, Issues 11, pp. 1624-1632
27.Hsing, Y., (2012) “Test of the trilemma for five selected Asian countries and policy implications”, Applied Economics Letters , Vol.19, pp. 1735-1739
28.Hsing, Y., (2012) “Test of the Impossible Trinity Hypothesis for five selected countries in the Asian and Pacific Regions”, Economics Bulletin, Vol.32, Issues 1, pp. 616-623
29.Hsing, Y., (2013) “ Study of The trilemma policies and their impacts on Inflation, Growth and Volatility in Brazil”, Global Journal of Management and Business research Finance, Vol.13, Issues 5, Version 1.0
30.Mankiw, N.G., (2010) “The Trilemma of International Finance”, New York Times, July 1
http://www.nytimes.com/2010/07/11/business/economy/11view.htm l
31.Mundell, R.A., (1963) “Capital Mobility and Stabilization Policy under Fixed and Flexible Exchange Rates”, Canadian Journal of Economic and Political Science, 29, pp. 475-485
32.http://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.CD 33. http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?qb=53256de0351aa74ecce72ce7db3b5 1df 34.
http://elibrary- da t a.i m f.or g / V ie wD a ta.a spx ? q b = 9 6 9 5 a d 1 5 ff 4 0 0d 5c 00 1 38 7 e 3 e 8 7 9 b d8c
35. http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=9f1e44bb293227cfd38fdbcac8c832 fe 36. http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=a5009c44d439becb474fd0d5abf80 2de 37. http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=48a0d237d0d56ea4ff3e5c738671a ab8 38. http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=e3060f588b772b6da71fcc86f6df1a 42 39. http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=ebad188f9c5b18ad88ca6cf1b35ad1 9e 40. http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=0d158b5688b5e6b5fe9c97b2d30a6 fbd 41.http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=3870bd1673674d3b3c4d226dca05 90d0 42. http://www.gso.gov.vn/default.aspx?tabid=392&idmid=3&ItemID= 13100 www.gso.gov.vn/ 43.http://www.gso.gov.vn/default.aspx?tabid=392&idmid=3&ItemID= 13093
PHỤ LỤC 1
Thống kê tỷ giá hối đoái VND/USD từ tháng 01/1997 đến tháng 12/2012 Năm Tháng 1 Tháng 2 Tháng 3 Tháng 4 Tháng 5 Tháng 6 Tháng 7 Tháng 8 Tháng 9 Tháng 10 Tháng 11 Tháng 12 1997 11132 11204 11651 11655 11656 11666 11679 11696 11718 12009 12287 12292 1998 12292 12977 12982 12985 12982 12985 12990 13907 13907 13907 13895 13890 1999 13880 13880 13902 13907 13914 13931 13953 13965 13993 14008 14013 14028 2000 14053 14058 14062 14070 14085 14085 14093 14121 14215 14378 14499 14514 2001 14546 14565 14545 14567 14662 14845 14941 14994 15003 15033 15068 15084 2002 15117 15192 15250 15249 15261 15321 15321 15331 15347 15364 15385 15403 2003 15411 15415 15443 15459 15476 15499 15517 15522 15557 15645 15630 15646 2004 15696 15758 15724 15721 15745 15723 15752 15764 15755 15748 15768 15777 2005 15832 15803 15823 15832 15851 15857 15884 15878 15895 15905 15916 15916 2006 15922 15910 15927 15934 15959 15996 16007 16014 16055 16083 16089 16054 2007 16036 15990 16024 16047 16087 16125 16147 16270 16105 16100 16125 16114 2008 16091 16050 15960 15967 16086 16514 16495 16495 16517 16511 16481 16977 2009 16978 16972 16954 16937 16938 16953 16967 16974 16991 17010 17956 17941 2010 17941 18544 18544 18544 18544 18544 18544 18932 18932 18932 18932 18932 2011 18932 20673 20703 20698 20643 20618 20608 20628 20628 20803 20803 20828 2012 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 Nguồn:IFS 1997 – 2002: http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=a5009c44d439becb474fd0d5abf802de 2003 – 2008: http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=48a0d237d0d56ea4ff3e5c738671aab
PHỤ LỤC 2
Thống kê lãi suất tiền gửi VND và lãi suất thị trường tiền tệ USD từ tháng 01/1997 đến tháng 12/2004 Năm Quốc gia Tháng 1 Tháng 2 Tháng 3 Tháng 4 Tháng 5 Tháng 6 Tháng 7 Tháng 8 Tháng 9 Tháng 10 Tháng 11 Tháng 12 1997 Việt Nam 9.90 9.90 10.20 9.90 9.30 7.95 7.50 7.50 7.50 7.50 7.50 7.50 Mỹ 5.25 5.19 5.39 5.51 5.50 5.56 5.52 5.54 5.54 5.50 5.52 5.50 1998 Việt Nam 8.70 9.15 9.00 9.42 9.42 9.42 9.15 9.30 9.30 9.30 9.30 9.30 Mỹ 5.56 5.51 5.49 5.45 5.49 5.56 5.54 5.55 5.51 5.07 4.83 4.68 1999 Việt Nam 9.16 9.16 9.00 9.07 8.93 8.56 9.00 8.17 4.96 3.60 4.96 3.90 Mỹ 4.63 4.76 4.81 4.74 4.74 4.76 4.99 5.07 5.22 5.20 5.42 5.30 2000 Việt Nam 3.6 3.6 3.6 3.6 3.6 3.54 3.54 3.54 3.54 3.72 3.72 4.24 Mỹ 5.45 5.73 5.85 6.02 6.27 6.53 6.54 6.5 6.52 6.51 6.51 6.4 2001 Việt Nam 5.4 5.16 5.16 5.4 4.68 4.8 4.8 5.4 5.4 5.9 5.85 5.7 Mỹ 5.98 5.49 5.31 4.8 4.21 3.97 3.77 3.65 3.07 2.49 2.09 1.82 2002 Việt Nam 5.85 5.85 6 6.39 6.39 6.39 6.54 6.78 6.78 6.78 6.78 6.84 Mỹ 1.73 1.74 1.73 1.75 1.75 1.75 1.73 1.74 1.75 1.75 1.34 1.24 2003 Việt Nam 6.78 6.84 6.99 6.99 6.99 7.14 7.14 6.56 6.12 5.97 5.97 5.97 Mỹ 1.24 1.26 1.25 1.26 1.26 1.22 1.01 1.03 1.01 1.01 1 0.98 2004 Việt Nam 5.97 5.97 5.97 5.97 5.97 5.97 5.97 6.21 6.48 6.51 6.51 6.54 Mỹ 1 1.01 1 1.01 1 1.03 1.27 1.43 1.62 1.75 1.93 2.16 Nguồn:IFS
Lãi suất tiền gửi VND 1997 - 2002: http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=53256de0351aa74ecce72ce7db3b51df 2003 – 2008: http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx? qb=9695ad15ff400d5c001387e3e879bd8c
Lãi suất thị trường tiền tệ Mỹ 1997 - 2002:
http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?
qb=0d158b5688b5e6b5fe9c97b2d30a6fbd
2003-2008: http://elibrary-
PHỤ LỤC 2 (tiếp theo)
Thống kê lãi suất tiền gửi VND và lãi suất thị trường tiền tệ USD