3.2 Xây dựng các chỉ số
3.2.1 Chỉ số tiền tệ độc lập (MI)
Chỉ số này được tính dựa trên mối tương quan giữa lãi suất nước được nghiên cứu (Việt Nam) và nước cơ sở (Mỹ). Theo Ainzenman, Chinn, Ito (2008), lãi suất được sử dụng là lãi suất trên thị trường tiền tệ hàng tháng (money market rate).
Trong đó: ii là lãi suất của Việt Nam, còn ij là lãi suất của Mỹ. Ở đây tác giả lấy
lãi suất thị trường tiền tệ (money market rate) của Việt Nam và Mỹ từ nguồn “International Financial Statistics” năm 2011 của IMF.
Theo cơng thức trên thì MI có giá trị nằm trong khoảng từ 0 đến 1. MI càng lớn thì mức độ độc lập vào tiền tệ càng cao.
Tác giả sử dụng phương pháp tính tốn của nhóm tác giả Aizenman, Chinn, Ito cho kết quả tính tốn như sau:
Bảng 3.1: Chỉ số độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam
Năm 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
MI 0,5 0,5 0,655 0,766 0,616 0,461 0,265 0,414
Năm 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
MI 0,414 0,458 0,458 0,538 0,551 0,551 0,458 0,568
Nguồn: tính tốn của tác giả
Hình 3.1: Đồ thị biểu diễn mức độ độc lập tiền tệ của Việt Nam
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Qua hình 3.1 cho thấy giai đoạn từ năm 2000 trở về trước mức độ độc lập tiền tệ của Việt Nam khá cao vì trong giai đoạn này lãi suất Việt Nam và lãi suất của Mỹ tương quan âm với nhau, cụ thể là lãi suất Việt Nam có xu hướng giảm trong khi lãi suất của Mỹ lại tăng. Từ sau năm 2000 mức độ độc lập tiền tệ của Việt Nam trong giai đoạn giảm khá mạnh, nguyên nhân là do tương quan lãi suất giữa Việt Nam và Mỹ biến động cùng chiều, thể hiện chính sách tiền tệ của Việt Nam gần như phụ thuộc vì nhiều lý do như: Việt Nam đang hội nhập kinh tế quốc tế, chuẩn bị tiền đề cho việc gia
nhập WTO như chính thức là thành viên tổ chức APEC năm 1998, ký kết hiệp định sonh phương với Mỹ năm 2000, chính thức gia nhập WTO năm 2007,…
Năm 2007 chỉ số mức độ độc lập tiền tệ của Việt Nam là 0,538, năm 2008, 2009 là 0,551; trong giai đoạn từ năm 2007 đến nay nhìn chung chỉ số MI của Việt Nam đạt mức khá, cho thấy mức độ độc lập tiền tệ của Việt Nam ở mức trung bình so với Mỹ.
3.2.2 Chỉ số ổn định tỷ giá hối đối (ERS)
Cơng thức của chỉ số này như sau:
Trong đó, chỉ số biểu thị cho tỷ lệ trượt giá giữa đồng tiền
nước nghiên cứu (VND) và đồng tiền nước cơ sở (USD). Số liệu
tác giả cũng lấy từ nguồn số liệu “International Financial Statistics” năm 2011 của
IMF.
Chỉ số ERS cũng nằm từ 0 đến 1, và mức độ càng lớn thì biểu thị sự ổn định về tỷ giá hối đoái và ngược lại.
Bảng 3.2: Chỉ số ổn định tỷ giá hối đoái (ERS) của Việt Nam
Năm 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
ERS 1 0,431 0,294 1 1 0,732 0,860 0,863
Năm 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
ERS 0,835 1 1 1 0,466 0,390 0,461 0,560
Hình 3.2: Đồ thị biểu diễn mức độ ổn định tỷ giá của Việt Nam
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Nhìn vào đồ thị cho thấy mức độ ổn định tỷ giá của Việt Nam ngày càng giảm. Đã có sự thay đổi rất rõ rệt trong cơng cuộc điều hành chính sách tỷ giá hối đối từ năm 1996 đến nay. Từ năm 1996 đến 1999, Chính phủ thực hiện việc thả nổi tỷ giá nhưng sau khi khủng hoảng kinh tế Châu Á thì từ năm 1999 chính sách thay đổi hồn tồn. Tỷ giá bình ổn để hạn chế thấp nhất những ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng từ các quốc gia láng giềng đồng thời tạo địn bẩy để đẩy mạnh cơng cuộc phát triển đất nước trong giai đoạn đầy tiềm năng này.
Vào năm 2007, đồng Việt Nam đã tăng giá khoảng 20% so với đồng đô la Mỹ sau một thời gian dài chịu sức ép giảm giá, trong đó nguyên nhân chính là do lạm phát ở Việt Nam trong hai năm 2007, 2008 rất cao lần lượt là 12,7% và 20%. Sau khi Việt Nam gia nhập WTO, Việt Nam được đánh giá có nhiều tiềm năng và triển vọng về cơ hội đầu tư do đó lượng vốn đầu tư nước ngồi vào Việt Nam tăng đột biến trong năm
2007, cầu đồng Việt Nam tăng làm cho đồng Việt Nam lên giá. Tuy nhiên, với chiến lược phát triển dựa vào xuất khẩu, NHNN đã tiến hành chính sách vơ hiệu hóa nhằm kiềm chế lạm phát và giữ cho tỷ giá ổn định.
Từ năm 2007 đến nay tỷ giá của Việt Nam đã trở nên linh hoạt hơn, chính sách tỷ giá lại thay đổi để phù hợp với thực tiễn, đó là giai đoạn Việt Nam vừa chính thức gia nhập WTO. Nó cũng là giai đoạn kinh tế của Việt Nam bắt đầu chịu nhiều ảnh hưởng từ cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới và bộc lộ rõ nhiều yếu kém của một nền kinh tế nhập siêu quá nhiều.
3.2.3 Chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN)
Theo phương pháp của Aizenman, Chin, Ito (2008) thì KAOPEN là một chỉ số khá phức tạp vì nó hội tụ đến các yếu tố liên quan đến biến động tỷ giá, hạn chế trong cán cân thương mại và vốn. Vì vậy, tác giả sử dụng phương pháp của Hutchinson, Sengputa và Sing (2010). Theo đó, chỉ số KAOPEN này được đơn giản hố thành cơng thức:
Theo đó, chỉ số KAOPEN của Việt Nam từ năm 1996 đến 2011 như sau:
Bảng 3.3: Chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam
Năm 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
KAOPEN 0,223 0,223 0,223 0,223 0,223 0,161 0,161 0,161
Năm 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
KAOPEN 0,161 0,161 0,161 0,161 0,404 0,404 0,418 0,560
Hình 3.3: Đồ thị biểu diễn mức độ hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam
Nguồn: Tính tốn của tác giả Nhìn vào đồ thị 3.3 thể hiện chỉ số mở cửa tài chính của Việt Nam giảm từ 0,223 năm 1999 xuống 0,161 vào năm 2001 và duy trì ở mức này đến năm 2007. Từ khi Việt Nam gia nhập WTO năm 2007 thì mức độ mở cửa tài chính của Việt Nam tăng lên 0,404 trong năm 2008-2009 và tăng dần đến năm 2011 là 0,56. Đây là xu hướng chung của các nước trên thế giới đặc biệt là các nền kinh tế mới nổi: từng bước mở cửa tài chính nhưng khơng qn kiểm sốt vốn, linh hoạt thay vì cố định tỷ giá và sử dụng cơng cụ chính sách tiền tệ bơm thắt nhịp nhàng làm đầy kho dự trữ ngoại hối.
Có thể thấy chỉ số này tăng trong giai đoạn từ năm 2007 trở lại đây phản ánh khá đúng mối giao lưu và hội nhập kinh tế của Việt Nam khi Việt Nam đang dần khẳng định mình hơn trên thị trường quốc tế thơng qua việc dở bỏ một số quy định về kiểm soát vốn theo cam kết WTO.
CHƢƠNG 4: NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Từ năm 1996 đến nay, nền kinh tế Việt Nam đã trải qua khá nhiều biến động. Nếu như giai đoạn 1996 đến 2007 là giai đoạn phát triển tương đối nhanh thì năm 2008 đến nay kinh tế Việt Nam đã có sự chững lại. Sự chững lại này khơng chỉ từ ảnh hưởng của nền kinh tế tồn cầu mà cịn bắt nguồn từ nội tại của nó. Trong đó, việc điều hành chính sách vĩ mơ hay cụ thể hơn là điều hành bộ ba bất khả thi đóng một vai trò tương
đối quan trọng. Để so sánh mức độ thay đổi hay linh hoạt của các chính sách với thị
trường, tác giả sẽ tiến hành việc kiểm định mối tương quan của các yếu tố của bộ ba bất khả thi để có cái nhìn tổng qt về hiệu quả điều hành cũng như mối liên hệ trong các chính sách của Việt Nam từ giữa thập niên năm 90 của thế kỷ trước đến nay
4.1. Sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi
4.1.1 Mẫu hình kim cương
Để theo dõi sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi Việt Nam, tác giả sử dụng kết quả các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam đã tính tốn được ở Chương 3 để vẽ đồ thị hình kim cương, tác giả chia dữ liệu làm ba giai đoạn là 1996 – 2000, 2001 – 2006 và 2007 – 2011.
Để vẽ đồ thị hình kim cương thì ngồi ba yếu tố của bộ ba bất khả thi được biểu diễn bằng 3 vectơ thì tác giả đã đưa thêm tỷ lệ dự trữ ngoại hối/GDP (phần IR/GDP tác giả sẽ trình bày trong phần 4.4 dưới đây). Mỗi vectơ trong hình được biến thiên giữa 0 tới 1
Hình 4.1: Bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối của Việt Nam giai đoạn 1996-2011
Nguồn: Tính tốn của tác giả Hình 4.1 thể hiện sự phát triển các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam theo thời gian, nhìn vào đồ thị hình kim cương trên cho thấy giai đoạn 1996-2000 Việt Nam chú trọng thực hiện chính sách ổn định tỷ giá hối đoái và độc lập tiền tệ, giai đoạn 2001-2006 Việt Nam tiếp tục thực hiện chính sách ổn định tỷ giá ở mức cao hơn đồng thời có sự sụt giảm trong chính sách độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính, đến giai đoạn 2007-2011 thì Việt Nam lại gia tăng mức độ hội nhập tài chính, duy trì độc lập tiền tệ ở mức trung bình và tỷ giá hối đối linh hoạt hơn. Tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP cũng tăng, cụ thể giai đoạn 1996 – 2000 là 0,089, giai đoạn 2001 – 2006 là 0,155 và giai đoạn 2007-2011 là 0,198.
Như vậy, việc tự bảo đảm chống lại sự bất ổn định tài chính liên quan đến gia tăng hội nhập tài chính nhưng vẫn ổn định tỷ giá hối đối địi hỏi Việt Nam phải gia tăng nắm giữ nhiều dự trữ ngoại tệ hơn. Qua đó cho thấy vai trị của dự trữ ngoại hối được khẳng định để giúp Việt Nam trong quá trình hội nhập tài chính cũng như vượt
0,2 0,4 Hội nhập tài chính Ổn định tỷ giá Độc lập tiền tệ 1 0,8 0,6 1996-2000 2001-2006 2007-2011 IR/GDP
qua được các cuộc khủng hoảng, tuy nhiên chúng ta cũng phải có biện pháp kết hợp tốt nhất giữa các thành phần thì mới đem lại hiệu quả cao.
4.1.2 Đồ thị biểu diễn sự phát triển các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam theo
thời gian:
Hình 4.2: Sự phát triển các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam giai đoạn 1996-2011
Nguồn: Tính tốn của tác giả Qua đồ thị biểu diễn sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi theo thời gian, ta thấy, từ năm 1996 đến năm 2000 Việt Nam cố gắng duy trì sự ổn định tỷ giá hối đoái và độc lập tiền tệ. Đây là giai đoạn mà các nước Đơng Nam Á đang chìm trong khủng hoảng nợ (1997). Việt Nam lúc đó là một nước vừa mới gia nhập vào thị trường tài chính thế giới chưa được lâu nên giai đoạn này sự hội nhập về tài chính chưa nhiều. Việc duy trì hai yếu tố còn lại giúp Việt Nam vượt qua cuộc khủng hoảng kinh tế Đông Nam Á và phát triển tương đối nhanh trong những năm tiếp theo.
Giai đoạn 2001 đến 2006 là giai đoạn Việt Nam cố gắng duy trì tỷ giá hối đối ổn định nhưng cũng đã có những bước thay đổi trong chính sách độc lập về tiền tệ. Lúc này thị trường Việt Nam đang bắt đầu đón những nguồn đầu tư từ nước ngồi nên
chính sách độc lập về tiền tệ có sự giảm sút. Trong giai đoạn này, mức độ hội nhập tài chính vẫn cịn ở mức thấp do những rào cản về chính sách. Tuy nhiên, sang giai đoạn từ 2007 đến 2011, khi Việt Nam bắt đầu tham gia WTO, hội nhập vào nền kinh tế tồn cầu thì KAOPEN tăng khá nhanh. Bên cạnh đó, chỉ số MI cũng ở mức trung bình và ERS ở mức thấp. Đặc biệt năm 2010 các chỉ số bộ ba bất khả thi đã hội tụ về một điểm.
4.1.3 Sự ảnh hưởng của các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật đến sự thay đổi các
chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam
Tác giả tiến hành kiểm tra mối quan hệ giữa các sự kiện kinh tế tài chính đối với sự thay đổi bộ ba bất khả thi của Việt Nam. Sự kiện tài chính được xem xét là sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO (2001) và Việt Nam chính thức gia nhập WTO (2007), mặc dù sự kiện khủng hoảng tài chính Châu Á 1997 – 1998 có ảnh hưởng đến Việt Nam tuy nhiên trong phạm vi luận văn mẫu quan sát từ năm 1996 nên việc đưa sự kiện này vào kiểm định là chưa thấy được sự thay đổi của cấu trúc bộ ba bất khả thi.
Bảng 4.1: Kiểm định sự ảnh hƣởng của các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật đến sự thay đổi các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam
Chỉ tiêu 1996-2000 2002-2006 2008-2011 MI Sample Mean 0.58 0.40 0.53 Std Deviation 0.12 0.08 0.04 Change -0.18 0.13 T-stats (p-value) (*) 1.51(0.19) -3.05(0.04) 1.15(0.31) ERS Sample Mean 0.74 0.91 0.58 Std Deviation 0.32 0.08 0.24 Change 0.17 -0.34 T-stats (p-value) (*) 0.35 (1) 4.63 (0.01) -1.53 (0.20) KAOPEN Sample Mean 0.21 0.16 0.33 Std Deviation 0.03 - 0.12 Change -0.05 0.17 T-stats (p-value) (*) -0.64 (0.28) 0 (0) 2.12 (0.05) (*) Kiểm định ở mức ý nghĩa 5%
Ở sự kiện kinh tế tài chính thứ nhất năm 2001, xét ở khía cạnh khu vực thì đây là giai đoạn mà các nước Đông Nam Á đang từng bước thoát khỏi khủng hoảng và sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO. Ngồi ra, giai đoạn này cịn có một sự kiện rất quan trọng là sự kiện khủng bố ngày 11/09/2001 ở Mỹ. Sự kiện này đã làm thay đổi rất nhiều bộ mặt kinh tế toàn cầu cũng như việc điều hành chính sách kinh tế của Việt Nam. Đối với chỉ số MI (độc lập tiền tệ) thì Việt Nam đã giảm nhanh sự độc lập tiền tệ của mình (mức thay đổi là 0.18). Còn đối với điều hành tỷ giá thì Việt Nam nhanh chóng chuyển sang chế độ cố định tỷ giá (tăng đến 0.17). Điều này phản ánh tư duy kinh tế của Chính phủ là tận dụng mức tỷ giá ổn định để đẩy mạnh sự phát triển kinh tế đất nước song song cùng sự phát triển nhanh chóng của kinh tế thế giới lúc này. Tuy nhiên, do các quốc gia ở khu vực cũng đang phát triển mạnh mẽ nên Chính phủ cũng đã giảm bớt sự độc lập tiền tệ để có thể tận dụng lợi thế khu vực để phát triển kinh tế.
Ở sự kiện kinh tế tài chính thứ hai là năm 2007 thì đây là giai đoạn mà nền kinh tế thế giới bước vào suy thoái. Việt Nam chúng ta cũng khơng thốt khỏi vịng xốy đó. Bên cạnh đó, việc Việt Nam gia nhập WTO cũng làm thay đổi hẳn chính sách kinh tế vĩ mơ. Tỷ số ERS giảm nhanh chóng ứng với chính sách tỷ giá của Việt Nam chuyển từ cố định sang thả nổi. Sự chuyển dịch này rất nhanh (thể hiện qua mức thay đổi là 0.34 gấp đôi kỳ trước là 0.17). Đồng thời mức tăng của của KAOPEN cũng rất nhanh (0.17 so với 0.05 của kỳ trước). Điểm đặc biệt nữa là từ năm 2008 đến nay thì các chỉ số của Việt Nam dao động chung quanh mức 0,5 – mức trung bình. Điều này cho thấy quan điểm của Chính phủ về việc cố gắng duy trì mức độ ổn định của bộ ba bất khả thi trong điều kiện suy thoái hiện nay.
4.2. Mối quan hệ tuyến tính của các chỉ số bộ ba bất khả thi
Tác giả sử dụng mơ hình hồi quy của Aizenman, Chinn, Ito (2008) để kiểm định mối quan hệ tuyến tính của sự đánh đổi giữa các chỉ số của bộ ba bất khả thi nhằm
kiểm tra xem có hay khơng tổng trọng số của ba biến chính sách là một hằng số. Để xem xét vấn đề này, tác giả kiểm định tính phù hợp của mơ hình hồi quy sau:
1 = a * MI + b *ERS + c * KAOPEN + εt
Với dữ liệu như trên thì kết quả sau khi thực hiện việc tính tốn là:
R² 0,944 Adjusted R² 0,853 R 0,975 n 16 k 3 Dep. Var. Y Regression output
variables coefficients std. error t (df=12) p-value
Intercept -0.667 MI a = 0.545 0.773 1.608 0.1337 ERS b = 0.475 1.422 0.334 0.7444