Mơ hình 2 3 4
Xu hướng Khơng Tuyến tính Tuyến tính
Loại kiểm định Có hệ số chặn Có hệ số chặn Có hệ số chặn
Khơng có xu hướng Khơng có xu hướng Có xu hướng Số lượng véc tơ
đồng liên kết (kiểm định vết)
4 2 3
Nguồn: Eviews
Kết quả kiểm định cho thấy giả thiết H0 không bị bác bỏ lần đầu tiên ở mơ hình 3 và 2 véc tơ. Bảng 4.4 trình bày kết quả ước lượng trị thống kê kiểm định eigenvalue và kiểm định vết theo mơ hình 3 ở mức ý nghĩa 5%. Cả hai kiểm định đều cùng kết luận mơ hình có 2 véc tơ đồng liên kết. Dựa trên các kết quả này, tác giả kết luận mơ hình 3 và 2 véc tơ đồng liên kết là phù hợp.
Bảng 4.5: Trị thống kê Johansen với mơ hình 3
Giả thiết khơng
Kiểm định vết Kiểm định Max-eigenvalue
Giá trị
kiểm định Giá trị tới hạn (5%) P-value kiểm địnhGiá trị Giá trị tới hạn (5%) P-value
Nhiều nhất 0 véc tơ
Nhiều nhất 1 véc tơ 86.9125 69.8188 0.0012 41.83209 33.87687 0.0046 Nhiều nhất 2 véc tơ 45.0804 47.8561 0.0891 21.21258 27.58434 0.2636 Nguồn: Eviews
Như vậy, qua kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy tất cả các chuỗi biến đều liên kết bậc 1, đồng thời kiểm định Johansen cho thấy có 2 véc tơ đồng liên kết ở mức ý nghĩa 5%. Tiếp theo tác giả tiến hành chạy mơ hình VECM bằng phần mềm Eviews. Kết quả ước lượng phương trình đồng liên kết dài hạn như sau (chi tiết xem phụ lục 8):
LREER= -1.7757 - 0.2400LFR - 2.8199LOPEN + 2.8558LBSE - 3.4323LGOVEX
(0.07619) (0.23127) (0.31868) (0.62188)
[ 3.14998] [ 12.1933] [-8.96167] [ 5.51920]
Phương trình thể hiện ảnh hưởng cân bằng dài hạn của các nhân tố kinh tế lên tỷ giá cân bằng. Các số trong ngoặc đơn và ngoặc vuông lần lượt thể hiện độ lệch chuẩn và trị thống kê t của tham số. Tương tự (Hạ Thị Thiều Dao, 2012), phương trình cho thấy LTOT khơng có ảnh hưởng dài hạn lên mơ hình, trong khi các biến cịn lại có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Về dấu của các biến, LOPEN và LGOVEX có tác động ngược chiều với LREER, trong khi LBSE có tác động cùng chiều với LREER, phù hợp với dự đốn của lý thuyết.
Trong khi đó, kết quả từ LFR lại có ảnh hưởng ngược chiều lên LREER dù mức độ không lớn (khoảng 0.24%), không phù hợp với lý thuyết. Như đã trình bày, kết quả từ sự mở rộng dự trữ ngoại hối có thể khơng phù hợp với lý thuyết do ảnh hưởng từ cơ chế tỷ giá cố định của NHNN. Mặt khác, cơ chế quản lý ngoại hối kiểm sốt chặt dịng vốn ra/vào cũng bóp méo chiều hướng tác động của dự trữ ngoại hối. Kết quả này cũng tương tự với nghiên cứu của (Nguyễn Thị Thu Hằng, 2013). Mặt khác, như đã trình bày ảnh hưởng mở rộng dòng vốn FDI trong năm 2008 lại làm tăng lạm phát và gây sức ép giảm giá lên VNĐ, do nguồn cung tiền từ can thiệp của NHNN
không hiệu quả. Từ những bằng chứng trên, tác giả quyết định giữ lại biến dự trữ ngoại hối như là một phần của mơ hình.
Về mức độ tác động, biến chi tiêu chính phủ có tác động mạnh nhất lên tỷ giá, với mỗi 1% mở rộng trong mức độ chi tiêu công làm đồng nội tệ mất giá thực khoảng 3.43%. Kết quả này cũng phù hợp với phát hiện của (Nguyễn Thiên Kim, 2013) về ảnh hưởng mạnh của NSNN lên cán cân vãng lai trong ngắn hạn. Do chi tiêu chính phủ là một hàm của NSNN, (Nguyễn Thiên Kim, 2013) cho rằng sự mở rộng ngân sách (do giảm đầu tư) 1% làm cán cân vãng lai tăng khoảng 1.13%.
Mặt khác, mức độ ảnh hưởng của hiệu ứng Balassa-Samuelson và độ mở nền kinh tế lên tỷ giá thực là khá tương đồng, tương ứng lần lượt khoảng 2.82% và 2.86%. Mức độ ảnh hưởng của độ mở nền kinh tế là lớn hơn so với nghiên cứu của (Hạ Thị Thiều Dao, 2012), trong khi tác giả lại khơng tìm thấy ảnh hưởng dài hạn của cải thiện năng suất lên tỷ giá thực. Điều này có thể giải thích là do mẫu quan sát lớn hơn. Kết quả từ mơ hình VECM cũng cho thấy ngoại trừ LGOVEX, tất cả các biến đều có ảnh hưởng ngắn hạn lên tỷ giá cân bằng với các mức trễ khác nhau. Tương tự (Hạ Thị Thiều Dao, 2012), tác giả phát hiện ảnh hưởng lớn của LOPEN lên tỷ giá với mức độ liên tục từ sau 1-3 quý với mức độ giảm khoảng 0.4–0.5%. Mặt khác, tuy điều kiện thương mại khơng có ảnh hưởng dài hạn, nhưng trong ngắn hạn mơ hình cho thấy có tác động sau 1 quý và 4 quý với mức độ làm giảm tỷ giá khoảng 0.2%. Cuối cùng, tác giả cũng phát hiện ảnh hưởng của dự trữ ngoại hối trong ngắn hạn với mức giảm khoảng 0.2%.
Cuối cùng, để đảm bảo tính ổn định của mơ hình, tác giả thực hiện các kiểm định chẩn đoán, bao gồm kiểm định tự tương quan (LM test), kiểm định phân phối chuẩn Jarque-Bera và kiểm định phương sai thay đổi White. Các kiểm định được thực hiện đối với hệ VECM. Kết quả kiểm định đều cho thấy phần dư của hệ VECM đều đáp ứng tiêu chuẩn Gauss ở mức ý nghĩa 5% (chi tiết xem phụ lục 9). Mặt khác, tương tự (Phạm Thị Hoàng Anh, 2012), tác giả cũng thực hiện xem xét kiểm định nghiệm của đa thức đặc trưng. Theo đó, nếu tất cả các nghiệm đều nằm trong vòng tròn đơn vị cho thấy mô hình ổn định. Kết quả cho thấy ngồi bốn nghiệm có giá trị bằng 1, các nghiệm
cịn lại đều đáp ứng u cầu. Như vậy, mơ hình đã đảm bảo độ tin cậy. Trên cơ sở đó, tác giả tiến hành ước lượng tỷ giá cân bằng và độ sai lệch của tỷ giá thực so với tỷ giá cân bằng.
Hình 4.1: Biểu đồ kiểm định nghiệm của đa thức đặc trưng
4.3. Phân tích kết quả thực nghiệm về tỷ giá cân bằng bằng
Nguồn: Eviews
Từ kết quả ước lượng phương trình dài hạn, tác giả thực hiện ước lượng tỷ giá cân bằng ngắn hạn BEER theo giá trị thực tế của các nhân tố kinh tế trong mơ hình; và tỷ giá cân bằng dài hạn PEER theo giá trị dài hạn của các nhân tố được rút trích bằng bộ lọc Hodrick-Prescott. Cuối cùng, tác giả tính tốn độ lệch ngắn hạn và dài hạn của tỷ giá như là độ sai lệch lần lượt của REER so với tỷ giá BEER và PEER. Độ lệch dương thể hiện đồng nội tệ bị định giá cao so với giá trị thực, trong khi độ lệch âm thể hiện đồng nội tệ bị định giá thấp so với giá trị thực. Hình 4.2 bên dưới biểu diễn tỷ giá cân bằng ở dạng gốc và hình 4.3 thể hiện độ sai lệch của tỷ giá ở đơn vị
BEER REER PEER 0,05 0,045 0,04 0,035 0,03 0,025 0,02 0,015 0,01 0,005 0 Độ lệch ngắn hạn Độ lệch dài hạn 200% 186% 150% 142% 100% 50% 51% 29% 16% 0% -43% -46% -50% -100%
Hình 4.2: Biểu đồ tỷ giá REER, tỷ giá cân bằng BEER và tỷ giá PEER.
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Hình 4.3: Biểu đồ độ sai lệch tỷ giá ngắn hạn và dài hạn
Đơn vị: %
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả từ biểu đồ 4.2 và 4.3 cho thấy về tổng thể đường đi của tỷ giá có thể chia ra làm 3 giai đoạn: (i) giai đoạn từ đầu năm 2000 - đến cuối năm 2007 gắn liền với giai đoạn tỷ giá tương đối ổn định thể hiện qua sự bám sát của tỷ REER so với PEER, độ lệch dài hạn bình quân trong giai đoạn này là khoảng -2%, (ii) giai đoạn từ 20 00 Q 1 20 00 Q 3 20 00 Q 1 20 00 Q 3
VND/USD (trục trái)
Cán cân vãng lai/GDP danh nghĩa (trục phải) Tăng trưởng GDP (trục phải)FDI/GDP danh nghĩa(trục phải)
25.000 15,00% 10,00% 9,52% 20.000 8,44% 20.828 5,40% 5,00% 16.114 15.000 0,00% 10.000 -5,00% 5.000 -10,00% -10,92% - -15,00% 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
năm 2008- cuối năm 2012, thể hiện giai đoạn bất ổn của tỷ giá thực, trong đó, độ lệch dài hạn có xu hướng tăng lên đồng thời độ lệch ngắn hạn cũng biến động ngày càng mạnh hơn với những giai đoạn lên xuống xen kẽ rất mạnh từ -46% - 186%, (iii) giai đoạn từ sau năm 2012 đến nay, diễn biến của tỷ giá ổn định trở lại thể hiện qua mức độ sai lệch trong ngắn hạn của tỷ giá có xu hướng giảm dần và 3 đường tỷ giá có xu hướng hội tụ trở lại.
Hình 4.4: Biểu đồ tỷ giá, tăng trưởng GDP và cán cân vãng lai 2000 - 2014
4.3.1. Giai đoạn 2000-2007:
Nguồn: IMF, NHNN, GSO
Đây là giai đoạn thể hiện sự ổn định của tỷ giá, gắn liền với nền kinh tế đang tăng trưởng cao (bình quân 8%) và sự mở rộng của dịng vốn FDI. Mặc dù có những thời điểm biến động mạnh như tại Q3/2004, độ sai lệch ngắn hạn tăng lên 51%, nhưng mức sai lệch này nhanh chóng quay trở về mức cân bằng dài hạn một quý sau đó. Như đã trình bày trong phần cơ chế tỷ giá Việt Nam, đứng trước khủng hoảng kinh tế Châu Á 1997, VNĐ đã bị phá giá mạnh. Nhưng từ sau năm 2000, tỷ giá đã quay lại cơ chế neo cứng vào USD và khơng có nhiều biến động. Thời điểm cuối năm 2000, tỷ giá USD/VNĐ đạt 14,514 và tăng lên mức 16,114 vào cuối năm 2007. Mức
phá giá bình quân giai đoạn này là khoảng 1.57%/năm. Hồi phục sau khủng hoảng, Việt Nam đã tăng trưởng mạnh mẽ với tốc độ tăng trưởng GDP bình quân khoảng 7.31%. Cơ cấu kinh tế chuyển dần sang cơ chế thị trường với động lực phát triển là khu vực xuất khẩu nhằm tận dụng lợi thế nhân công giá rẻ. Tỷ giá cũng được nhìn nhận là góp phần hỗ trợ cho nền kinh tế, do đã bị phá giá mạnh trong giai đoạn trước. Ngoài ra, sau khi ký kết các hiệp định thương mại với Hoa Kỳ và gia nhập WTO, đóng góp của khu vực FDI cũng là một trụ cột của nền kinh tế, tỷ trọng FDI so với GDP bình qn khoảng 4.55%/năm, trong đó riêng năm 2007 tăng vọt lên 9.52%/năm. Nhìn chung, cơ chế tỷ giá cố định đã góp phần tạo ra mơi trường thuận lợi thúc đẩy khu vực sản xuất và tạo dụng niềm tin của cơng chúng đối với chính sách.
Tuy nhiên, từ nửa sau năm 2007, bất ổn đã manh nha xuất hiện thể hiện qua trạng thái lên mạnh của tỷ giá thực, hệ quả từ các biện pháp trung hoà kém hiệu quả của NHNN trong giai đoạn này. (Tô Trung Thành, 2013) trong một phân tích về các biện pháp trung hoà của NHNN đã chỉ ra trong giai đoạn 2007-2008, mỗi tuần NHNN đã hút ròng trên thị trường mở từ 11-14 nghìn tỷ và tăng lên 15-16.5 nghìn tỷ trong giai đoạn cuối, đồng thời, NHNN đã phát hành hơn 20 nghìn tỷ tín phiếu bắt buộc với lãi suất thấp hơn lãi suất thị trường nhằm can thiệp thị trường. Nhưng lượng tiền cơ sở vẫn tiếp tục gia tăng và kích hoạt lạm phát. Như vậy, cơ chế tỷ giá cố định quá cứng nhắc trong giai đoạn này đi kèm với những thay đổi quá nhanh của kinh tế thế giới chính là tiền đề tạo ra bất ổn trong giai đoạn sau.
4.3.2. Giai đoạn 2008-2012:
Đây là giai đoạn nền kinh tế đối mặt với các hậu quả của khủng hoảng kinh tế tài chính tồn cầu và những hệ luỵ của nó vẫn cịn kéo dài đến nay. Cùng với đó, sự bất ổn đến từ dịng vốn nóng do các biện pháp kích thích tiền tệ của các nước cộng với độ mở ngày càng lớn của nền kinh tế trong nước là chất xúc tác làm cho mức độ bất ổn của tỷ giá ngày càng cao. Độ lệch ngắn hạn thường xuyên biến động mạnh trong những giai đoạn khá ngắn (khoảng 2-3 quý), đạt đỉnh vào thời điểm quý 1/2008 và quý 2/2012 với giá trị 142% và 186%.
Ngay từ cuối năm 2007, sự ổn định của tỷ giá nhanh chóng bị phá vỡ thể hiện những dấu hiệu bất ổn trên cán cân thanh toán. Với những kỳ vọng tăng trưởng sau khi gia nhập WTO, sự mở rộng dòng vốn FDI đột biến trong năm 2007 đã gây sức ép lớn, đẩy VNĐ lên giá mạnh khi mà tỷ giá VNĐ/USD chính thức có lúc rơi xuống tỷ giá sàn. Như đã trình bày ở trên, can thiệp trung hòa của NHNN để ổn định tỷ giá tỏ ra khơng có hiệu quả.
Diễn biến tỷ giá nhanh chóng đảo chiều sau khủng hoảng tài chính tồn cầu năm 2008. Dịng vốn FDI đột ngột suy giảm khi giới đầu tư tìm cách bảo tồn vốn do sự lo ngại về rủi ro toàn cầu. Đồng thời, thị trường chứng khốn tăng trưởng q nóng do những kỳ vọng hậu WTO, là một nhân tố góp phần kích thích tổng cầu và làm trầm trọng thêm cán cân vãng lai và gây sức ép lên tỷ giá. Mặt khác, trên thị trường quốc tế, nhu cầu nắm giữ vàng tăng lên do các nhà đầu tư kỳ vọng vai trò hầm trú ẩn của vàng chống lại rủi ro lạm phát từ những gói kích thích kinh tế của các nước. Giá vàng quốc tế tăng cao mở rộng chênh lệch với giá vàng trong nước, kích thích nhu cầu nắm giữ vàng trong nước. Tất cả các yếu tố này cùng lúc làm nhu cầu ngoại tệ tăng lên, tạo ra tâm lý đầu cơ và hoang mang trong dân chúng. Do thị trường chính thức đã bị kiểm soát chặt, nhu cầu ngoại tệ trong dân chúng buộc phải tìm đến thị trường tự do. Biểu đồ 1.1 cho thấy tỷ giá tự do đã bị kéo lên rất mạnh trong nửa sau năm 2008. Động thái can thiệp của NHNN trong giai đoạn này là những lần điều chỉnh tỷ giá với mức độ thấp đồng thời nới rộng biên độ giao dịch từ 1% lên 3%. Tuy nhiên, việc điều chỉnh lại theo sau những diễn biến trên thị trường tự do, vơ tình kích thích tâm lý đầu cơ tích trữ và đẩy tỷ giá tự do nhanh chóng vượt ra khỏi trần biên độ cho phép ngay sau khi điều chỉnh.
Trước sức ép trên thị trường, ngày 26/11/2009, NHNN chính thức cơng bố phá giá VNĐ 5,4%, đồng thời thu hẹp biên độ xuống còn 3%, đây là tỉ lệ phá giá cao nhất trong một ngày kể từ năm 1998. NHNN cũng thực hiện nâng lãi suất từ 7%/năm lên 8%/năm để hỗ trợ tỷ giá. Tuy nhiên, điều chỉnh của NHNN không cho thấy hiệu quả, nền kinh tế vẫn khơng thốt ra khỏi khủng hoảng, lạm phát tiếp tục kéo dài đi kèm với tăng trưởng GDP suy giảm.
Nhận định về diễn biến thị trường sau khi điều chỉnh tỷ giá của NHNN, (Tô Trung Thành, 2014) cho rằng có 3 nguyên nhân cơ bản khiến tỷ giá vẫn biến động mạnh. Đó là tình trạng nhập siêu lớn, mức độ đơ la hóa trong nền kinh tế do sự mở rộng tín dụng ngoại tệ và đầu cơ tích trữ từ dân chúng, và nhu cầu đầu cơ vàng trong nước. Trước tình trạng suy giảm kinh tế và lạm phát, tháng 2 năm 2011, Chính phủ ra Nghị quyết 11/NQ-CP với mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô, kiềm chế lạm phát. Theo đó, NHNN đã chủ động phá giá mạnh VNĐ ở mức 9.3%, đồng thời giảm biên độ xuống còn 1%. Cùng với hàng loạt động thái như siết chặt tín dụng ngoại tệ, kiểm soát thị trường vàng, NHNN đã cắt bỏ tâm lý đầu cơ tích trữ trong dân chúng, ổn định thị trường tỷ giá đồng thời cũng có ý nghĩa hỗ trợ xuất khẩu, giảm thâm hụt vãng lai. Biểu đồ 1.1 cho thấy từ năm 2012 tỷ giá chính thức và tỷ giá trên thị trường tự do đã tiệm cận trở lại, nhu cầu ngoại tệ trong dân chúng được đáp ứng trở lại, đồng thời NHNN cũng mua lại được lượng ngoại tệ lớn trên thị trường24.
Một diễn biến khác từ đồ thị, đó là ngay sau những thời điểm độ sai lệch ngắn hạn tăng mạnh và đạt đỉnh, là lúc độ lệch giảm mạnh xuống dưới giá trị thực như quý 2/2009 (-46%) và quý 3/2012 (-43%). Sự bất ổn này bên cạnh những yếu tố khách quan đến từ bên ngồi, có ngun nhân đến từ bản thân cơ chế điều hành của chính phủ và NHNN. Như đã trình bày trong chương 1, cơ chế điều hành tỷ giá đã