4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu
4.3. Điều hành bộ ba bất khả thi trong mối quan hệ với dự trữ ngoại hối ở Việt
ở Việt Nam
Đồ thị kim cương ở hình 4.4 sẽ cho thấy việc điều hành bộ ba bất khả thi trong
mối quan hệ với dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong 3 giai đoạn: 1997-2002, 2003- 2007, 2008-2012.
Hình 4.4: Đồ thị kim cương của Việt Nam giai đoạn 1997 – 2012
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Hình 4.4 cho thấy trong tồn thời gian nghiên cứu (1997-2012), Việt Nam gần
như không thay đổi về tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP trung bình, mà chỉ thay đổi trong 3 hướng của bộ ba bất khả thi. Cụ thể, trong giai đoạn 1997-2002, Việt Nam
có mức độ độc lập tiền tệ cao, ổn định tỷ giá cao và hội nhập tài chính thấp. Xu hướng của Việt Nam trong giai đoạn này phù hợp với kết luận của Chinn và Ito
(2007), hai tác giả này cho rằng sau cuộc khủng hoảng Châu Á 1997, hội nhập tài chính của các quốc gia Châu Á đã giảm xuống.
Tuy nhiên, xu hướng này đã thay đổi mạnh mẽ từ năm 2003 đến năm 2007 với sự kết hợp của chính sách tiền tệ độc lập thấp, hội nhập tài chính thấp và ổn định tỷ giá hồn tồn. Việc điều hành chính sách bộ ba bất khả thi của Việt Nam trong giai
đoạn này không giống như những quốc gia mới nổi khác, mà gần giống với các nước công nghiệp hơn. Theo Aizenman, Chinn và Ito (2008), trong khoảng thời gian này, ở các thị trường mới nổi, ba hướng của cấu hình bộ ba bất khả thi đang hội tụ đến một “điểm trung gian” với chế độ tỷ giá linh hoạt có quản lý kết hợp với mức độ độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính trung bình, và được đệm bằng cách
nắm giữ lượng dự trữ ngoại hối lớn. Cịn các nước cơng nghiệp đã trải qua sự phân kỳ của bộ ba bất khả thi và di chuyển về phía sự kết hợp của tỷ giá hối đoái ổn định hơn với hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ thấp.
Từ sau năm 2008, Việt Nam lại lựa chọn độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá cao
giống như giai đoạn đầu, chỉ khác ở xu hướng hội nhập tài chính. Hội nhập tài chính từ năm 2008 đến 2012 là cao nhất trong toàn thời gian nghiên cứu. Điều này cũng phù hợp với thực tế, vì năm 2007, Việt Nam đã gia nhập WTO nên cần phải nới lỏng các biện pháp kiểm soát vốn theo luật định. Tuy nhiên, kết quả này cho thấy cấu hình bộ ba bất khả thi của Việt Nam sau khủng hoảng tài chính 2008 cũng khơng giống với những gì Aizenman, Chinn và Ito (2010) dự đoán cho các nước
đang phát triển. Theo nhóm tác giả này, các nước đang phát triển có nhiều khả năng
làm giảm mức độ độc lập tiền tệ và mở cửa tài chính nhưng tăng mức độ ổn định tỷ giá hối đoái trong những hậu quả của cuộc khủng hoảng kinh tế.
4.4. Ước lượng mơ hình hồi quy
4.4.1. Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy có các biến liên quan đến dự trữ
ngoại hối
Bài viết này ước lượng mơ hình hồi quy đa biến bằng phương pháp OLS đã được sử dụng trong nghiên cứu “Assessing the emerging global financial architecture: measuring the trilemma’s configurations over time” của Aizenman, Chinn và Ito
(2008) được trình bày trong phần 2. Tuy nhiên, do chỉ áp dụng cho một quốc gia, thời gian nghiên cứu ngắn (16 năm) và chưa thu thập được một số dữ liệu đối với
trường hợp Việt Nam, nên mơ hình được đơn giản hóa như sau:
t t t t t t t TLM TR TLM TR X y ( )
Với yt là tốc độ tăng trưởng kinh tế (được tính bằng tốc độ tăng trưởng GDP, ký hiệu GDPG) hoặc tỷ lệ lạm phát (INF) năm t.
t
TLM là một vector của 2 trong 3 chỉ số bộ ba bất khả thi (MI, ERS, KAOPEN)
năm t.
t
TR là tỷ lệ dự trữ ngoại hối (trừ vàng) so với GDP (TR) năm t.
t t TR
TLM là một số hạng tương tác giữa chỉ số bộ ba bất khả thi với tỷ lệ dự trữ ngoại hối (MIxTR, ERSxTR, KAOPENxTR) năm t.
t
X là một vector của các biến kiểm soát vĩ mô, bao gồm độ mở thương mại
(được tính bằng tỷ lệ phần trăm của tổng xuất nhập khẩu trên GDP, ký hiệu là TO) và tốc độ tăng trưởng cung tiền M2 (M2) năm t.
t
là sai số.
Các mơ hình cụ thể:
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy của các mơ hình có các biến liên quan đến dự trữ ngoại hối
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
GDPG GDPG GDPG INF INF INF
MI 3,768 2,246 16,019 32,987* (0,218) (0,458) (0,459) (0,037) ERS 3,210 1,600 18,947 -8,712 (0,337) (0,690) (0,433) (0,681) KAOPEN -1,596 0,938 -25,357 -9,971 (0,575) (0,794) (0,021) (0,601) TR 0,329 0,177 0,033 1,914 2,300* 0,443 (0,181) (0,292) (0,852) (0,276) (0,030) (0,634) MI x TR -0,418* -0,303 -1,051 -2,674* (0,057) (0,192) (0,466) (0,030) ERS x TR -0,176 -0,128 -1,759 0,275 (0,432) (0,658) (0,292) (0,865) KAOPEN x TR 0,060 -0,177 1,967* 0,694 (0,706) (0,342) (0,014) (0,475)
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
GDPG GDPG GDPG INF INF INF
M2 -0,050* -0,034 -0,044 -0,081 0,002 0,007 (0,030) (0,134) (0,223) (0,578) (0,499) (0,967) TO -0,011 0,001 -0,004 0,145* 0,221* 0,153 (0,301) (0,967) (0,889) (0,077) (0,082) (0,331) R2 điều chỉnh 67,7% 65% 39,7% 34,8% 59,3% 36,6% Đa cộng tuyến Có Có Có Có Có Có
Phương sai sai số thay đổi Có Khơng Khơng Có Khơng Không (0,092) (0,188) (0,427) (0,097) (0,685) (0,174)
Tự tương quan Có Có Không Không Không Không
(0,017) (0,024) (0,330) (0,597) (0,187) (0,420) *: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa = 10%
Xem kết quả chi tiết ở phụ lục A
Nhìn vào bảng kết quả, ta thấy mỗi mơ hình có rất ít (hoặc khơng có) biến độc lập có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90%. Chỉ riêng mơ hình (5) với biến độc lập là INF và 7 biến phụ thuộc bao gồm MI, KAOPEN, TR, MIxTR, KAOPENxTR, M2 và TO có 5 biến có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, tất cả các mơ hình nghiên cứu đều vi phạm lỗi của mơ hình hồi quy (đa cộng tuyến, hoặc phương sai sai số thay đổi, hoặc cả 2 hiện tượng này). Do đó, chưa thể kết luận các chỉ số của bộ ba bất khả thi
có tác động như thế nào đến tăng trưởng kinh tế và lạm phát của Việt Nam trong
mối quan hệ với dự trữ ngoại hối, tốc độ tăng trưởng cung tiền và độ mở thương
mại trong giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2012. Ngoài ra, kết quả này cho thấy, việc ứng dụng mơ hình ước lượng của Aizenman, Chinn và Ito (2008) vào trường
hợp thực tế ở Việt Nam là chưa phù hợp.
Lý do mà tác giả đề xuất do là Aizenman, Chinn và Ito đã đưa biến TRt (dự trữ ngoại hối trừ vàng) và sự tương tác của nó với các chỉ số bộ ba bất khả thi -
TLMtxTRt - vào mơ hình. Nhóm tác giả này cho rằng trong những năm gần đây, những nước đang phát triển đã tăng cường dự trữ ngoại hối để làm một “tấm đệm” nhằm giảm tác động của bộ ba bất khả thi. Cụ thể, việc nắm giữ một mức độ dự trữ ngoại hối cao hơn 21-24% GDP có thể làm giảm hoặc thậm chí đảo ngược ảnh hưởng làm tăng độ biến động sản lượng của chế độ tỷ giá ổn định. Tuy nhiên, trong
thời gian nghiên cứu, tỷ lệ dự trữ ngoại hối của Việt Nam mặc dù có tăng mạnh về số lượng (từ 1,99 tỷ USD vào năm 1997 đến 25,57 tỷ USD vào năm 2012), nhưng xét về tỷ lệ phần trăm so với GDP thì vẫn dưới ngưỡng 21-24% GDP ở hầu hết các
năm (xem hình 4.5). Do đó, việc đưa biến dự trữ ngoại hối và sự tương tác của nó
với các chỉ số bộ ba bất khả thi (TRt và TLMt xTRt) vào mơ hình hồi quy có thể gây ra lỗi của mơ hình. Vì vậy, tác giả đề xuất bỏ các biến liên quan đến dự trữ ngoại hối ra khỏi mơ hình nghiên cứu.
Hình 4.5: Dự trữ ngoại hối và tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP của Việt Nam từ năm 1997 đến 2012
Nguồn: Tính tốn của tác giả
4.4.2. Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy khơng có các biến liên quan đến
dự trữ ngoại hối
Kiểm định thừa biến Wald được tiến hành để khẳng định lại một lần nữa giả thuyết biến tỷ lệ dữ trự ngoại hối và các biến có liên quan đến dự trữ ngoại hối là thừa trong các mơ hình hồi quy trên. Kết quả của kiểm định này được tổng hợp trong bảng 4.4.
Kết quả kiểm định Wald cho thấy trong 6 mơ hình được kiểm định thì chỉ có duy nhất mơ hình (5) khơng cần loại bỏ bất kỳ biến nào có liên quan đến dự trữ ngoại hối; mơ hình (1) cần loại bỏ 2 biến TR và TRxERS (lần lượt hoặc đồng thời). Và 4 mơ hình cịn lại (2, 3, 4, 6) nên loại bỏ đồng thời cả ba biến có liên quan đến
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định thừa biến Wald Mơ hình (1) (2) (3) (4) (5) (6) Bỏ biến TR Chấp nhận Chấp nhận Chấp nhận Chấp nhận Bác bỏ Chấp nhận (0,143) (0,260) (0,847) (0,243) (0,008) (0,621) Bỏ biến MIxTR Bác bỏ Chấp nhận Chấp nhận Bác bỏ (0,027) (0,155) (0,444) (0,023) Bỏ biến ERSxTR Chấp nhận Chấp nhận Chấp nhận Chấp nhận (0,408) (0,646) (0,254) (0,861) Bỏ biến KAOPENxTR Chấp nhận Chấp nhận Bác bỏ Chấp nhận (0,696) (0,313) (0,021) (0,454)
Bỏ cả 3 biến có liên quan đến TR Bác bỏ Chấp nhận Chấp nhận Chấp nhận Bác bỏ Chấp nhận
(0,019) (0,241) (0,737) (0,641) (0,067) (0,655)
Vì kết quả kiểm định Wald trùng khớp với nhận định các biến có liên quan đến dự trữ ngoại hối có thể gây ra lỗi cho mơ hình, nên tác giả loại biến TRt và các biến
có liên quan đến TRt (gồm MItxTRt, ERStxTRt và KAOPENtxTRt) ra khỏi mơ hình hồi quy để kiểm định mối quan hệ giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi với tăng trưởng kinh tế và lạm phát của Việt Nam trong thời gian từ năm 1997 đến 2012.
Mơ hình nghiên cứu mới có dạng như sau:
t t t
t TLM X
y
Với yt là tốc độ tăng trưởng kinh tế (được tính bằng tốc độ tăng trưởng GDP, ký hiệu GDPG) hoặc tỷ lệ lạm phát (INF) năm t.
t
TLM là một vector của 2 trong 3 chỉ số bộ ba bất khả thi (MI, ERS, KAOPEN)
năm t.
t
X là một vector của các biến kiểm sốt vĩ mơ, bao gồm độ mở thương mại
(TO) và tốc độ tăng trưởng M2 (M2) năm t.
t
là sai số.
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy của các mơ hình khơng có các biến liên quan đến dự trữ ngoại hối
(7) (8) (9) (10) (11) (12)
GDPG GDPG GDPG INF INF INF
MI -2,842* -1,684* 0,967 -1,291 (0,004) (0,078) (0,821) (0,814) ERS 0,376 -0,627 -4,798 -2,905 (743) (0,618) (0,439) (0,666) KAOPEN -1,521* -2,761* 4,338 2,560 (0,065) (0,003) (0,366) (0,526) M2 -0,025 -0,025 -0,018 -0,032 -0,069 -0,041 (0,277) (0,140) (0,431) (0,439) (0,704) (0,731) TO -0,011 0,006 0,023* 0,156* 0,099 0,126* (0,207) (0,588) (0,070) (0,827) (0,160) (0,066) R2 điều chỉnh 47% 61,2% 49,2% 42,6% 43,8% 44,5%
Đa cộng tuyến Không Không Không Không Không Không
Phương sai sai số thay đổi Không Không Không Không Không Không (0,502) (0,409) (0,410) (0,616) (0,648) (0,337)
Tự tương quan Không Không Không Không Không Không
(0,281) (0,559) (0,610) (0,467) (0,169) (0,505) *: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa = 10%
Xem kết quả chi tiết ở phụ lục B
Kết quả hồi quy cho thấy, sau khi loại bỏ các biến liên quan đến dự trữ ngoại
hối ra khỏi mơ hình thì tất cả các mơ hình đều không vi phạm các hiện tượng đa
cộng tuyến, tự tương quan và phương sai sai số thay đổi. Đồng thời, các mơ hình
đều có R2 điều chỉnh khác 0. Do đó, các mơ hình này có thể được dùng để kiểm
định mối quan hệ giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi với tăng trưởng kinh tế và lạm
phát.
Đối với các mơ hình (9, 10, 11) có INF là biến phụ thuộc, khơng có biến nào
trong các biến MI, ERS và KAOPEN có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90%. Điều này cho thấy, trong trường hợp Việt Nam, các chỉ số bộ ba bất khả thi khơng có tác
động đến lạm phát.
Đối với các mơ hình (7, 8, 9) có GDPG là biến phụ thuộc, biến ERS khơng có ý
nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%. Nghĩa là, độ ổn định tỷ giá không ảnh hưởng
đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam. Nguyên nhân có thể là do trên thực tế, đồng
Việt Nam gần như neo chặt chẽ vào đơ la Mỹ (như đã được trình bày ở phần 4.2). Ngược lại, hai biến còn lại của chỉ số bộ ba bất khả thi (MI và KAOPEN) đều có ảnh hưởng ngược chiều đến GDP. Tức là sự gia tăng của độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính đều có tác động làm giảm tăng trưởng kinh tế.
5. Kết luận
Mặc dù đã ra đời từ những năm 1960, nhưng cho đến nay những vấn đề liên quan
đến bộ ba bất khả thi vẫn nhận được sự quan tâm của các nhà nghiên cứu. Tuy
nhiên, khác với trước đây, các nghiên cứu không chỉ tập trung vào ba hướng của bộ ba bất khả thi, mà còn xem xét chúng trong mối tương quan với dự trữ ngoại hối.
Nghiên cứu này đã xem xét việc điều hành chính sách bộ ba bất khả thi trong mối
tương quan với tỷ lệ dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong ba giai đoạn: 1997-2002,
2003-2007, 2008-2012. Kết quả cho thấy, trước năm 2008, Việt Nam không nằm
trong trường hợp các quốc gia mới nổi được Chinn và Ito (2008) đề cập, với việc gia tăng dự trữ ngoại hối nhằm tạo nhiều điều kiện để kết hợp các chính sách hơn, mà có xu hướng giống với những nước phát triển với sự phân kỳ của bộ ba bất khả
không đổi. Và sau năm 2008, Việt Nam điều hành bộ ba bất khả thi theo hướng độc
lập tiền tệ cao, ổn định tỷ giá cao và hội nhập tài chính trung bình (mặc dù đã tăng mạnh). Cấu hình bộ ba bất khả thi này cũng không giống với những gì Aizenman, Chinn và Ito (2010) dự đốn về việc các nước đang phát triển điều hành bộ ba bất khả thi trong hậu quả của cuộc khủng hoảng kinh tế - giảm mức độ độc lập tiền tệ và mở cửa tài chính và tăng mức độ ổn định tỷ giá hối đối.
Bên cạnh đó, bài viết cịn ước lượng mơ hình hồi quy đa biến để kiểm định mối quan hệ giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi, tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP và sự
tương tác của chúng với tăng trưởng kinh tế và lạm phát ở Việt Nam từ năm 1997 đến năm 2012. Kết quả thu được là tỷ lệ dự trữ ngoại hối và các biến thể hiện sự tương tác của nó với chỉ số bộ ba bất khả thi khơng có tác động đến tăng trưởng
kinh tế và lạm phát. Và cả ba chỉ số của bộ ba bất khả thi đều khơng có ảnh hưởng
đến lạm phát. Chỉ số MI và KAOPEN có tác động ngược chiều với tăng trưởng kinh
tế trong khi ERS thì khơng có tác động.
Hạn chế của nghiên cứu:
Do hạn chế về mặt thu thập số liệu nên bài viết chỉ tập trung vào kiểm định mối quan hệ của bộ ba bất khả thi với tăng trưởng kinh tế và lạm phát trong mối quan hệ
với dự trữ ngoại hối, tốc độ tăng trưởng cung tiền và độ mở thương mại từ năm 1997 đến năm 2012, chứ chưa kiểm định được một cách toàn diện với các yếu tố khác được Aizenman, Chinn và Ito (2008) đề xuất trong thời gian dài hơn.
Ngoài ra, bài viết này được thực hiện theo hướng kiểm định nên chưa dự báo
được tác động (định lượng cụ thể) của các chỉ số bộ ba bất khả thi lên tăng trưởng
kinh tế và lạm phát.
Hướng nghiên cứu tiếp theo:
- Kiểm định mối quan hệ của bộ ba bất khả thi với tăng trưởng kinh tế và lạm phát ở Việt Nam trong một mơ hình hồn thiện hơn (có thêm nhiều biến kiểm sốt kinh tế vĩ mô khác) trong thời gian dài hơn.
- Định lượng tác động của bộ ba bất khả thi đối với tăng trưởng kinh tế và lạm
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Achim Zeileis, Ajay Shah, Ila Patnaik (2009), Testing, monitoring, and dating structural changes in exchange rate regimes, Computational Statictics
and Data Analysis 54 (2010), 1969-1706.
2. Aizenman, Chinn, Ito (2008), Assessing the emerging global financial architecture: measuring the trilemma’s configurations over time, NBER
Working Paper Series, 14533.
3. Aizenman, Chinn, Ito (2010), The financial crisis, rethinking of the global financial architecture, and the trilemma, ADBI Working Paper Series, 213.
4. Goh, Soo Khoon (2009), Managing the impossible trinity: the case of Malaysia, MPRA Paper, 18094.
5. Ila Patnaik, Ajay Shah (2010), Asia confronts the impossible trinity, ADBI
Working Paper No. 204