Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004
KAOPEN 0.116 0.087 0.082 0.078 0.075 0.064 0.068 0.063
Năm 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
KAOPEN 0.072 0.092 0.215 0.154 0.131 0.159 0.118 0.098
KAOPEN 0.250 0.200 0.150 KAOPEN 0.100 0.050 0.000
Nguồn: tính tốn của tác giả
Hình 4.6: Đồ thị thể hiện chỉ số hội nhập tài chính của Việt Nam từ 1997 – 2012.
4.2.4. Sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi tại Việt Nam qua các giai đoạn từ năm 1997 – 2012
Bảng 4.5: Sự phát triển các chỉ số của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam qua các giai đoạn từ năm 1997 – 2012
Chỉ số 1997-2000 2001-2005 2006-2012
ERS 0.980 0.993 0.989
MI 0.71 0.335 0.537
KAOPEN 0.091 0.068 0.138
Nguồn: tính tốn của tác giả
ERS chỉ mức độ ổn định của tỷ giá có xu hướng tăng lên trong giai đoạn 2001 – 2005 và hơi giảm trong giai đoạn 2006 – 2012. Giai đoạn từ 1997 – 2008, NHNN thực hiện chính sách neo tỷ giá cùng với ấn
1997 1998
định các biên độ dao động. Thực tế cho thấy trong giai đoạn này NHNN cũng đã nhiều lần phá giá tiền đồng nhưng đi kèm với mỗi đợt phá giá đó ln là biên độ dao động cho phép. Các biên độ nhìn chung là rất nhỏ qua các thời kỳ, chính việc quy định biên độ dao động này đã làm cho tỷ giá USD/VND gần như cố định, neo chặt. Biên độ dao động cũng thay đổi theo thời gian nhưng nhìn chung là rất nhỏ. Điển hình trong giai đoạn năm 2008, 2009, 2011, NHNN Việt Nam đã có những bước thay đổi về biên độ tỷ giá. Cụ thể trong năm 2008, NHNN đã ba lần nới rộng biên độ tỷ giá, từ +/- 0.75% lên +/- 3% và hai lần trực tiếp tăng mạnh tỷ giá bình quân liên ngân hàng. Năm 2009, NHNN lại một lần nữa nới lỏng biên độ tỷ giá từ +/- 3% lên +/- 5% vào ngày 24.3.2009.
Chỉ số MI độc lập tiền tệ giảm đi trong giai đoạn 2001 – 2005 và tăng lên lại trong giai đoạn 2006 – 2012. Trong đó, giai đoạn 2007 – 2008 đánh dấu thời điểm lạm phát phi mã sau nhiều năm tốc độ lạm phát ở mức vừa phải. Nguyên nhân của lạm phát có thể do cầu kéo (do tổng cầu của nền kinh tế gia tăng), chi phí đẩy (do các yếu tố chi phí đầu vào tăng), thiếu hụt cung (khi nền kinh tế đạt tới hoặc vượt quá mức sản lượng tiềm năng), cung tiền tăng quá mức (việc tăng tổng phương tiện thanh toán - M2) và yếu tố tâm lý (lạm phát kỳ vọng). NHNN đã áp dụng chính sách thắt chặt tiền tệ trong giai đoạn này nhằm đạt được mục tiêu quan trọng là làm giảm lạm phát.
Chính sách tiền tệ bao giờ cũng có độ trễ thời gian nhất định. Việc thắt chặt tiền tệ mạnh tay của Chính phủ đã có tác dụng làm giảm lạm phát nhanh nhưng cũng làm cho tốc độ tăng trưởng kinh tế chậm lại vì luồng tiền dành cho nhu cầu đầu tư, tiêu dùng giảm, lãi suất vay vốn quá cao làm cho các doanh nghiệp không thể tiếp cận với nguồn vốn
của ngân hàng, hàng loạt doanh nghiệp vừa và nhỏ rơi vào tình trạng khó khăn, thậm chí phá sản. Cùng với việc nền kinh tế thế giới rơi vào khủng hoảng tài chính bắt nguồn từ Mỹ do “cho vay dưới chuẩn” trong lĩnh vực bất động sản gây ra. Mỹ, Nhật, EU và nhiều quốc gia khác rơi vào suy thoái khiến cho nhu cầu nhập khẩu hàng hoá giảm, chu chuyển vốn đầu tư FDI, FII giảm gây khó khăn cho việc xuất khẩu và nguồn vốn đầu tư vào Việt Nam đã càng làm cho kinh tế nước ta rơi vào suy thối trầm trọng hơn. Vì vậy, cuối năm 2008 khi lạm phát có xu hướng dừng lại thì cũng là lúc NHNN quay lại thực hiện mục tiêu tăng trưởng kinh tế.
Chỉ số mở cửa tài khoản vốn KAOPEN có xu hướng tăng lên theo thời gian. Sau khi gia nhập WTO, chính sách mở cửa thị trường đã có nhiều thay đổi, chỉ số này tăng phản ánh sự hội nhập nhiều hơn vào nền kinh tế toàn cầu của Việt Nam. Sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997, nguồn vốn FII vào Việt Nam có xu hướng tăng nhưng quy mơ cịn nhỏ và chiếm tỷ trọng thấp so với vốn FDI. Chỉ số mở cửa thị trường giai đoạn năm 2001 – 2005 đạt 0.068, thời điểm năm 2007, 2008 dòng vốn ngoại vào Việt Nam tăng đột biến. Trong đó, dịng vốn đầu tư trực tiếp vào Việt Nam đạt mức cao kỷ lục 8.3 tỉ USD và 11.5 tỷ USD, dòng vốn FII vào Việt Nam là 6 tỉ USD. Mức độ lưu động dòng vốn được đo lường bởi chỉ số (FDI + FII)/GDP, cho thấy dòng vốn ngoại đang đổ vào Việt Nam năm 2007 là rất lớn. Qua đó cho thấy nhược điểm của việc mở cửa ồ ạt dòng vốn ngoại vào đã thể hiện giải thích rõ sự yếu kém trong hệ thống tài chính và đã khiến Việt Nam áp đặt các biện pháp kiểm soát vốn chặt chẽ. Qua đó cho thấy mở cửa dịng vốn là một vấn đề rất quan trọng mà chúng ta cần cân nhắc kỹ.
Nhìn chung trong giai đoạn từ 1997 – 2012, Việt Nam vẫn ln chú trọng duy trì chính sách ổn định tỷ giá hối đối (có linh hoạt điều chỉnh trong 2 giai đoạn khủng hoảng kinh tế: 1997 – 1999, 2008 – 2009), chính sách độc lập tiền tệ có xu hướng duy trì ở mức trung bình, riêng việc hội nhập tài chính, Việt Nam đang có xu hướng mở rộng dần nền kinh tế để hội nhập với nền kinh tế thế giới. Điều này phù hợp với quan điểm của ACI 2008b đối với các nước đang phát triển nhưng không phải là thị trường mới nổi.
Theo lý thuyết kinh điển về bộ ba bất khả thi của Robert Mundell và Marcus Fleming và sự kiểm định mối tương quan của ba chỉ số này tại Việt Nam, một khi hai chỉ số đã tăng thì chỉ số còn lại tất yếu sẽ giảm để thể hiện sự đánh đổi.
4.3. Mơ hình nghiên cứu
4.3.1. Mơ hình hồi quy tuyến tính, tuyến tính – log, log – tuyến tính, log – log của bộ ba bất khả thi
Tác giả sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất (Ordinary Least Squares - OLS) để ước lượng các tham số của các hàm hồi quy.
Để kiểm định mơ hình hồi quy tuyến tính, log – tuyến tính, tuyến tính – log, log – log giữa các chỉ số của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam(*),tác giả sử dụng theo công thức của ACI (2008b, 2010, 2011, 2012) như sau:
Trong đó:
C: là một hằng số MI: độc lập tiền tệ ERS: tỷ giá cố định
KAOPEN: hội nhập tài chính
Đối với hằng số C trong kiểm định tuyến tính chọn giá trị là 1. Để tránh giá trị của hằng số C là 0 khi thực hiện log (1) ta sẽ chọn giá trị 2 cho C. Đồng thời cộng thêm 1 vào mỗi giá trị của MI, ERS và KAOPEN. Mơ hình hồi quy tuyến tính theo cơng thức như sau:
1 = α1ERSt + α2MIt + α3KAOPENt (1)
Mơ hình hồi quy log – tuyến tính theo cơng thức :
Log (2) = β1(ERSt + 1)+ β2 (MIt + 1) + β3 (KAOPENt + 1) (2)
Mơ hình hồi quy tuyến tính – log được theo cơng thức:
1 = λ1 log ERSt + λ2 log MIt + λ3 log KAOPENt (3) Mơ hình hồi quy log – log theo cơng thức:
Log (2) = φ1log (ERSt + 1) + φ2 log (MIt + 1) + φ3 log (KAOPENt + 1) (4)
(*) Tác giả sử dụng phần mềm Eviews 7.0 để kiểm định hồi quy các công thức trên.
4.3.2. Bộ ba bất khả thi tác động lên lạm phát, tăng trƣởng kinh tế, biến động lạm phát và biến động sản lƣợng đầu ra
Tác giả sử dụng phương pháp của Yu Hsing (2012) để kiểm định 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 theo công thức như sau:
Yt = a (ERSt, MIt, KAOPENt)
Trong đó:
Y là đại diện cho một trong các biến phụ thuộc sau: IR: tỷ lệ lạm phát
GR: tỷ lệ GDP thực IV: biến động lạm phát
Mơ hình hồi quy tuyến tính tác động của bộ ba bất khả thi lên tỷ lệ lạm phát:
IR = α4ERSt + α5MIt + α6KAOPENt (5)
Mơ hình hồi quy tuyến tính tác động của bộ ba bất khả thi lên tăng trưởng kinh tế:
GR = α9ERSt + α10MIt + α11KAOPENt (6)
Mơ hình hồi quy tuyến tính tác động của bộ ba bất khả thi lên biến động lạm phát:
IV = α12ERSt + α13MIt + α14KAOPENt (7)
Mơ hình hồi quy tuyến tính tác động của bộ ba bất khả thi lên biến động sản lượng đầu ra:
OV = α15ERSt + α16MIt + α17KAOPENt (8)
5. Kết quả nghiên cứu
5.1. Hệ số tƣơng quan giữa các biến ERS, MI và KAOPEN
Bảng 5.1: Hệ số tƣơng quan giữa các biến ERS, MI và KAOPEN
ERS MI KAOPEN
ERS 1
MI -0.378079 1
KAOPEN -0.129187 -0.076847 1
(Nguồn: tác giả tính tốn bằng phần mềm Eviews)
Qua bảng 5.1 tác giả thấy các biến đưa vào mô hình đều có quan hệ với nhau (hệ số tương quan khác 0) nhưng ít chặt chẽ.
5.2. Kết quả nghiên cứu mơ hình hồi quy các chỉ số của bộ ba bất khả thi:
5.2.1.Mơ hình 1: 1 = α1ERSt + α2MIt + α3KAOPENt Bảng 5.2 : Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 1
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.2 cho thấy R2 = 0.998 nhưng chỉ số ERS có t-statistic cao (114.0977), cịn lại hai chỉ số MI và KAOPEN có t-statistic thấp nên mối quan hệ tuyến tính giữa ba chỉ số của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam khơng rõ ràng.
5.2.2.Mơ hình 2: Log (2) = β1(ERSt + 1)+ β2 (MIt + 1) + β3 (KAOPENt + 1)
Bảng 5.3: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 2
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.3 cho thấy hệ số xác định R2 = 0.999 chỉ số ERS có t-statistic cao (27.61592), chỉ số KAOPEN tương đối đạt t-statistic gần đến mức 1.8 (1.69) và MI có t- statistic hơi thấp (1.11). Đồng thời chỉ số AIC thấp (-9.922) nên mơ hình hồi quy log - tuyến tính giữa ba chỉ số của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam thể hiện rõ hơn mơ hình hồi quy tuyến tính.
5.2.3. Mơ hình 3: 1 = λ1 log ERSt + λ2 log MIt + λ3 log KAOPENt Bảng 5.4 : Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 3
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.4 cho thấy hệ số xác định R2 = 0.7 chỉ số LOG (KAOPEN) có t-statistic cao (11.17), chỉ số LOG (ERS) tương đối đạt t-statistic gần đến mức 1.8 (1.59) và LOG (MI) có t-statistic thấp (0.73). Đồng thời chỉ số AIC cao hơn hai mơ hình hồi quy tuyến tính và log – tuyến tính (-0.76) nên mơ hình hồi quy tuyến tính – log không phù hợp với bộ ba bất khả thi tại Việt Nam.
5.2.4. Mơ hình 4: Log (2) = φ1log (ERSt + 1) + φ2 log (MIt + 1) + φ3 log (KAOPENt + 1)
Bảng 5.5 : Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 4
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.5 cho thấy hệ số xác định R2 = 0.99 chỉ số LOG (ERS+1) có t-statistic cao (150.8214), chỉ số LOG (MI+1) tương đối đạt t-statistic gần đến mức 1.7 (1.73) và LOG (KAOPEN+1) có t-statistic thấp (0.72). Chỉ số AIC thấp hơn hai mơ hình hồi quy tuyến tính và tuyến tính – log (-9.13). Tuy nhiên nếu đem so sánh với mơ hình log – tuyến tính thì mơ hình log – log không thể hiện rõ mối quan hệ giữa ba chỉ số của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam bằng.
Kết luận :
Dựa vào kết quả hồi quy của bốn mơ hình hồi quy 1, 2, 3, 4 tác giả thấy rằng có mối quan hệ tuyến tính giữa các chỉ số của bộ ba bất khả thi vì có R2 cao (0.7 - 0.999). Khi tác giả đem so sánh bốn mơ hình (1), (2), (3), (4) nhận thấy rằng, mơ hình hồi quy log – tuyến tính có giá trị R2 cao nhất, AIC có giá trị nhỏ nhất, đồng thời các hệ số của ERS, MI cũng gần đạt mức ý nghĩa 10% nên mơ hình log – tuyến tính phù hợp với chính sách điều hành bộ ba bất khả thi tại Việt Nam nhất.
Mơ hình log – tuyến tính của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam
Log (2) = 0.144207*(ERSt+1) + 0.001969*(MIt+1) + 0.010294*(KAOPENt+1)
Dựa trên các hệ số ước lượng, tác giả nhận thấy rằng các nhà làm chính sách của Việt Nam đặt tỷ trọng tỷ giá cố định cao hơn độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính.
5.3. Kết quả mơ hình hồi quy tác động của bộ ba bất khả thi lên lạm phát, tăng trƣởng, biến động lạm phát và biến động sản lƣợng đầu ra
5.3.1.Mơ hình 5: IR = α4ERSt + α5MIt + α6KAOPENtBảng 5.6: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 5 Bảng 5.6: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 5
(Nguồn: Tác giả tính tốn với phần mềm Eviews)
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình : Qua bảng 5.6 cho thấy hệ số xác định R2 = 0,221547 ứng với F = 1,138398 và P-value (của F) = 0.372927 > 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 khơng giải thích được sự ảnh hưởng đối với tỷ lệ lạm phát tại Việt Nam.
5.3.2. Mơ hình 6: GR = α9ERSt + α10MIt + α11KAOPENtBảng 5.7: Kết quả chạy hồi quy theo mơ hình 6 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