Nguồn: Nhóm nghiên cứu tính tốn
(1) Chính phủ khơng tham gia q trình bổ nhiệm thống đốc NHTW
(2) Chính phủ khơng tham gia quá trình bổ nhiệm thành viên của Hội đồng thống đốc (3) Nhiệm kỳ của Thống đốc dài hơn 5 năm
(4) Nhiệm kỳ của các thành viên trong Hội đồng thống đốc dài hơn 5 năm
(5) Khơng bắt buộc có sự tham gia của đại diện Chính phủ trong Hội đồng thống đốc (6) Chính sách tiền tệ khơng phải qua sự phê duyệt của Chính phủ
(7) NHTW được pháp luật cho phép coi ổn định tiền tệ là một mục tiêu cơ bản (8) Khuôn khổ pháp lý tăng cường vị thế của NHTW khi có mâu thuẫn với chính phủ
Trước Pháp lệnh NHNN năm 1990 NHNN hoạt động chỉ với vai trị chủ yếu là tư vấn chính sách tiền tệ nên mức độ độc lập hồn tồn khơng có. Sau khi Pháp lệnh này ra đời, NHNN mới chính thức trở thành NHTW của Việt Nam, tính độc lập của NHNN mới dần xuất hiện, cụ thể NHNN đã được pháp luật cho phép coi ổn định tiền tệ là một mục tiêu cơ bản (Điều 1 – Pháp lệnh Năm 1990), đánh dấu sự khởi đầu cho sự tự chủ chính trị. Đến năm 1998, Luật Ngân hàng Nhà nước được ban hành, sự độc lập của NHNN càng được khẳng định hơn trong việc chính phủ đã nới lỏng hơn trong việc tham gia vào việc bổ nhiệm vào hội đồng điều hành của NHNN, nếu như theo Pháp lệnh năm 1990, thì điều này quy định vơ cùng chặt chẽ, với một máy điều hành được chính phủ giâm sát vơ cùng khắt khe.
Chỉ số độc lập kinh tế thể hiện mức độc lập của NHTW trong việc lựa chọn cơng cụ
chính sách tiền tệ của nó. Hai khía cạnh chính của chỉ số này liên quan tới tầm ảnh hưởng của Chính phủ trong việc xác định số tiền có thể vay từ NHTW và bản chất các
công cụ tiền tệ dưới sự kiểm sốt của NHTW. Tương tự như phía trên, một điểm được gán khi thỏa mãn mỗi chỉ tiêu sau đây: (1) Khơng tồn tại thủ tục tự động cho phép Chính phủ vay tiền trực tiếp từ NHTW; (2) Tín dụng cho Chính phủ nếu có thì theo lãi suất thị trường; (3) Tín dụng cho Chính phủ nếu có thì trên cơ sở tạm thời; (4) Tín dụng cho Chính phủ nếu có thì thuộc một hạn mức nhất định; (5) NHTW khơng được tham gia thị trường sơ cấp cho nợ cơng; (6) NHTW có trách nhiệm thiết lập lãi suất chiết khấu; (7) NHTW khơng có trách nhiệm giám sát ngành ngân hàng (hai điểm), hoặc chia sẻ chức năng này với các cơ quan chức năng khác (một điểm).
Với các nguyên tắc này, một NHTW sẽ được xem là độc lập hơn khi giá trị của các chỉ số này cao hơn.
Bảng tính chỉ số độc lập kinh tế của NHNN Việt Nam theo thang đo GMT
Năm (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) CBIE 1990 Q2 - - - - - - - 0 1990 Q3 - - - - - - - 0 1990 Q4 - - - - * - - 1 1998 Q4 - - - - * * - 2 2003 Q3 - * - - * * - 3
Hình 14: Bảng tính chỉ số độc lập kinh tế của NHNN Việt Nam theo thang đo của GMT
Nguồn: Nhóm nghiên cứu tính tốn
1) Khơng tồn tại cơ chế tự động cho phép chính phủ vay tiền trực tiếp từ NHTW 2) Tín dụng cho chính phủ (nếu có) theo lãi suất thị trường
3) Tín dụng cho chính phủ (nếu có) có tính ngắn hạn
4) Tín dụng cho chính phủ (nếu có) nằm trong hạn mức nhất định 5) NHTW không tham gia thị trường sơ cấp đối với nợ của chính phủ 6) NHTW chịu trách nhiệm xác định lãi suất chính sách
7) NHTW khơng có trách nhiệm hay cùng chia sẻ trách nhiệm giám sát khu vực ngân hàng
Sự ra đời của Pháp lệnh NHNN năm 1990, đã mở đầu cho sự phát triển của tính độc lập kinh tế của NHNN Việt Nam. NHNN khơng phải chịu trách nhiệm với thị trường sơ cấp đối với nợ của chính phủ, mà chỉ tham gia như một đại lí phối hợp với bộ tài chính trong việc phát hành cơng trái chính phủ (Điều 27 – Pháp lệnh NHNN năm
1990). Và khi Luật NHNN năm 1997 được ban hành, kéo theo sự phát triển của tính độc lập kinh tế, với luật này NHNN đã được quyền xác định lãi suất chính sách, chứ khơng phải chỉ là lãi suất chiết khấu, tái cấp vốn như trong Pháp lệnh NHNN năm 1990 đã ban hành (Điều 18 – Luật NHNN năm 1997). Và tính độc lập tiếp tục tăng khi năm 2003, Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật NHNN năm 1997 ban hành,
theo đó NHNN tạm ứng cho ngân sách Chính phủ có tính ngắn hạn, khơng cịn chịu sự chi phối của Chính phủ như Luật 1997, bởi quyền quyết định được giao cho thường vụ Quốc hội (Điều 32 - Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật NHNN 1997).
Mặc dù thực tế rằng loại chỉ số CBI pháp lý được sử dụng rộng rãi nhất là chỉ số theo Cukierman et al. (1992) (CWN), song nhóm nghiên cứu quyết định sử dụng phương pháp GMT để đánh giá mức độ CBI là vì các lý do chính dưới đây:
Thứ nhất, chỉ số GMT cịn có thể nắm bắt thơng tin liên quan đến nhiệm kỳ và mức độ tham gia của Chính phủ trong bổ nhiệm các thành viên của Hội đồng Thống đốc ngoài Thống đốc. Tầm quan trọng của thông tin này đã phát triển trong hai thập kỷ qua, kể từ khi xu hướng về việc quyết định chính sách tiền tệ phải do một ủy ban thực hiện (Blinder, 2004). Thật vậy, ngày nay chỉ có một vài thống đốc NHTW ví dụ như Ngân hàng dự trữ Newzealand là tự chịu trách nhiệm thiết lập chính sách tiền tệ mà thôi. Bởi thế, chỉ số GMT với khả năng nắm bắt mức độc lập của thành viên khác trong Hội đồng Thống đốc sẽ cải thiện được tính chính xác của chỉ số CBI.
Thứ hai, sự tham gia của NHTW trong việc giám sát ngành ngân hàng có thể làm cho NHTW tăng khả năng "bắt ngân hàng" (Boyer và Ponce, 2012), theo đó sự tách biệt trong quyền hạn giám sát giữa nhiều người giám sát khác nhau sẽ tốt hơn trong việc phân chia phúc lợi xã hội cũng như hiệu quả chính sách tiền tệ. Bởi vậy, việc xem xét thông tin liên quan đến sự tham gia của NHTW trong giám sát ngành ngân hàng (có trong chỉ tiêu của chỉ số GMT) sẽ là thích hợp, đặc biệt khi nhiệm vụ này cùng với nhiệm vụ ổn định tài chính đang ngày càng quan trọng và giành được sự quan tâm nhiều hơn trên toàn thế giới (De Haan et al., 2008).
Thêm vào đó, thực tế là một số nhà kinh tế khác như Jacome and Vazquez (2008) đã mở rộng chỉ số CWN bằng kết hợp thêm các khía cạnh về quyền tự chủ của NHTW như trình bày trong chỉ số GMT. Cụ thể là đánh giá quy định về việc bổ nhiệm và miễn nhiệm toàn bộ ban quản trị NHTW và các quy định pháp lý để xây dựng chính sách, bao gồm cả khả năng NHTW cho vay đối với khu vực cơng.
Thực tế có nhiều cải cách luật nhưng chỉ có một số ít là có tác động tới mức độc lập của NHNN Việt Nam như là Pháp lệnh NHNN năm 1990, làm tăng điểm về việc “NHTW được pháp luật cho phép coi ổn định tiền tệ là một mục tiêu cơ bản” và “NHTW không tham gia thị trường sơ cấp đối với nợ của Chính phủ; hay Luật NHNN năm 1997, làm tăng điểm về việc “Khơng bắt buộc có sự tham gia của đại diện Chính phủ trong hội đồng thống đốc” và “NHTW chịu trách nhiệm xác định lãi suất chính sách (cịn gọi là lãi suất định hướng hay mục tiêu)”; hay Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật NHNN năm 2003, đã làm tăng tính độc lập trong vấn đề “Tín dụng cho chính phủ (nếu có) phải có tính ngắn hạn”. Bởi vì thực tế là thay đổi tính độc lập của NHTW là một vấn đề rất cần sự cẩn trọng và có một kế hoạch lâu dài, cũng như cần phải phù hợp với tình hình thực tiễn về nền kinh tế, thể chế của từng quốc gia.
3.2.2. Dữ liệu khác
Một biến quan trọng nữa trong phân tích của nhóm nghiên cứu là tỷ lệ lạm phát hàng quý của Việt Nam , được lấy trên dữ liệu hàng quý về lạm phát từ International Financial Statistics (IFS) của IMF, đơn vị là phần trăm thay đổi so với cùng kỳ năm trước, cho thời kỳ 1996 – 2013. Và nhóm nghiên cứu có được một chuỗi 72 quan sát về tỷ lệ lạm phát, được sử dụng toàn bộ để kiểm định nghiệm đơn vị với sự phá vỡ cấu trúc, và sử dụng chuỗi trong thời kỳ 2000 – 2013 cho biến phụ thuộc trong mơ hình hồi quy7.
Những biến độc lập khác được xem xét trong mơ hình hồi quy bao gồm: độ mở thương mại (được tính tốn từ số liệu xuất nhập khẩu và GDP hàng quý của
7 Nhóm nghiên cứu khơng thực hiện hồi quy cho thời kỳ dài hơn (từ 1996 – 2013) bởi vì sự hạn chế trong dữ liệu về các biến trong mơ hình hồi quy. Bởi vậy trong thời gian 1996 – 2000, nhóm nghiên cứu chỉ thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị với sự phá vỡ cấu trúc để tìm hiểu xem liệu có mối liên quan giữa hai biến này hay không.
Việt Nam lấy từ Tổng cục thống kê); lỗ hổng sản lượng opgapq (Output gap) (được tính tốn từ chuỗi số liệu GDP quý của Việt Nam); lãi suất chính sách thực (Real Monetary Policy-Related Interest Rate được lấy từ cơ sở dữ liệu International Financial Statistics (IFS) của IMF).
3.3. Mơ hình nghiên cứu
3.3.1. Kiểm định nghiệm đơn vị với sự phá vỡ cấu trúc
Để kiểm tra xem những cải cách luật NHTW có thể có liên quan đến sự phá vỡ cấu trúc tỷ lệ lạm phát động hay không. Giả thuyết này được kiểm tra bằng cách kiểm định nghiệm đơn vị với những thay đổi cấu trúc.
Một phương pháp được sử dụng phổ biến để kiểm định nghiệm đơn vị trong chuỗi thời gian là kiểm định ADF (Augmented Dickey – Fuller) được phát triển bởi Dickey and Fuller (1979). Đối với chuỗi được đặc trưng bởi hằng số và xu hướng, như tỷ lệ lạm phát, phương trình kiểm định như sau:
∑
trong đó nhóm nghiên cứu kiểm định giả thuyết khơng: , nghĩa là không dừng, ngược lại với giả thuyết đối: ; và Δ có nghĩa là sai phân bậc 1, là tỷ lệ lạm phát mà ta kiểm định, t là biến xu hướng thời gian và k là độ trễ được thêm vào mơ hình để bảo đảm phần dư là nhiễu trắng (white noise).
Tuy nhiên, với mục đích phát hiện những thay đổi trong mức CBI có liên quan với sự phá vỡ cấu trúc của dynamic của tỷ lệ lạm phát, nhóm nghiên cứu tập trung vào lý thuyết phát triển gần đây về kiểm định nghiệm đơn vị. Perron (1989) giới thiệu một khái niệm về sự phá vỡ cấu trúc, chỉ ra rằng kiểm định ADF là chệnh về hướng không bác bỏ giả thuyết không trong trường hợp phá vỡ cấu trúc. Ông ấy đề nghị sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị Dickey – Fuller mở rộng (modified) bao gồm cả những biến giả để có thể tính được cái đã biết hay sự phá vỡ cấu trúc nội sinh.
Phương pháp này, tuy nhiên giả định phải lựa chọn một phá vỡ cấu trúc trước đó dựa trên một tính tốn trước đó hay hiểu biết về dữ liệu mà có thể dẫn tới một bác bỏ của giả thuyết nghiệm đơn vị. Để khắc phục những hạn chế, nhiều nghiên cứu (thí dụ
Banerjee et al., 1992; Zivot and Andrews, 1992; Perron and Vogelsang, 1992) chỉ ra rằng độ lệch của những kiểm định nghiệm đơn vị thơng thường có thể giảm bằng việc xem xét một sự phá vỡ cấu trúc nội sinh. Giữa những kiểm định thay thế này, cái được dùng phổ biến nhất trong nghiên cứu thực nghiệm là kiểm định của Zivot and Andrews (1992) và Perron and Vogelsang (1992).
Kiểm định Zivot and Andrews (1992) phân tích giả thuyết không của kiểm định nghiệm đơn vị trên một chuỗi với khơng có sự phá vỡ, ngược lại với giả thuyết đối là một quá trình dừng xu hướng với kết hợp những thay đổi một lần trong mức và độ dốc cả hàm xu hướng của chuỗi. Trong kiểm định này ngày phá vỡ được lựa chọn từ điểm mà thống kê t kiểm định giả thuyết không của nghiệm đơn vị là bé nhất. Phương trình của Zivot and Andrews như sau:
∑
trong đó DUt là biến giả cho thay đổi trung bình xảy ra tại mỗi lần phá vỡ cấu trúc, và DTt là biến thay đổi xu hướng.
Perron và Vogelsang (1992) đề xuất kiểm định nghiệm đơn vị với sự phá vỡ trong hai tình huống khác nhau, xem xét sự có mặt của một additive outlier (AO) hay một innovational outlier (IO). Mơ hình AO cho phép một sự thay đổi bất ngờ trong giá trị trung bình (cú sốc), trong khi mơ hình IO cho phép nhiều thay đổi từ từ. Cả 2 kiểm định này đều dựa trên giá trị tối thiểu của thống kê t về tổng của các hệ số hồi quy của tất cả những điểm phá vỡ có thể trong hồi quy thích hợp. Vì một sự biến đổi trong mức độ CBI có thể tạo ra một sự thay đổi đột ngột trong tỷ lệ làm phát trung bình, nên chúng ta sẽ trình bày những kết quả liên quan đến mơ hình additive outlier (AO). Mơ hình này được đặc trưng bởi 1 quá trình 2 bước, trong đó bước đầu tiên là loại bỏ phần xác định trong chuỗi, thông qua việc ước lượng của hàm hồi quy sau:
Πt = µ + δDUt + εt ,
trong đó biến giả DUt = 1 khi t > TB (time break) và ngược lại bằng 0 với t = 1, …, T. Phần dư thu được từ những hồi quy trước sau đó được kiểm định về sự hiện diện của nghiệm đơn vị:
trong đó, biến giả DTBt = 1 nếu t > TB Trong trường hợp này, biến giả DTBt-1 bất biến với độ trễ tham số k.
+ 1, và ngược lại bằng 0, với t = k + 2…..,T. xuất hiện để đảm bảo rằng thống kê T có là
Xa hơn nữa, nhìu nghiên cứu gần đây (Clemente et al., 1998) chứng minh rằng nhiều chuỗi thời gian kinh tế có thể có nhiều hơn một phá vỡ cấu trúc. Tình huống này có thể là phù hợp trong tình huống của chuỗi tỷ lệ lạm phát của nhóm nghiên cứu, bởi vì: trong thời gian từ năm 1996 đến 2013, có thể nhận thấy rằng có nhiều khả năng xảy ra nhiều hơn một phá vỡ cấu trúc, do các cải cách luật NHTW trong giai đoạn này – cái mà có tác động đến CBI, và do sự phá vỡ cấu trúc xảy ra do cuộc khủng hoảng toàn cầu năm 2008.
Với khả năng xảy ra nhiều phá vỡ cấu trúc trong chuỗi thời gian tỷ lệ lạm phát, nhóm nghiên cứu đã mở rộng phân tích của mình bằng kiểm định Clemente et al. (1998), cho phép xác định hai phá vỡ cấu trúc. Bằng cách này, những thay đổi được miêu tả tốt hơn nhờ additive outliers (mơ hình AO), kiểm định giả thuyết khơng về nghiệm đơn vị thơng qua một tiến trình gồm 2 bước. Đầu tiên, loại bỏ những phần xác định của các giá trị ước lượng bởi mơ hình sau:
Yt = µ + d1DU1t + d2DU2t + Ўt
Sau đó, thực hiện kiểm định bằng cách tìm tỷ lệ t tối thiểu cho giả thiết trong mơ hình sau:
=∑ ∑ ∑
3.3.2. Mơ hình hồi quy
Tương tự rất nhiều nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa sự độc lập của NHTW với tỷ lệ lạm phát, biến phụ thuộc chính của mơ hình hồi quy của nhóm nghiên cứu là tỷ lệ lạm phát động hàng quý của Việt Nam. Với được lấy trên dữ liệu hàng quý về lạm phát từ International Financial Statistics (IFS) của IMF, đơn vị là phần
trăm thay đổi so với cùng kỳ năm trước, cho thời kỳ 1996 – 2013. Vậy nhóm nghiên cứu có được một chuỗi 72 quan sát về tỷ lệ lạm phát động.
Một nhược điểm nghiêm trọng của nhiều nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa lạm phát và CBI là thường thiếu biến kiểm soát. Từ sau Campillo và Miron (1997), hàng loạt các nghiên cứu khác về vấn đề này đã thêm vào mơ hình nhiều biến kiểm sốt khác ngồi CBI nhằm tăng tính vững của mơ hình. Tương tự như vậy, trong trường hợp của Việt Nam, nhóm nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy đa biến như sau:
Bởi vì do chỉ số độc lập chính trị CBIP là khơng có thay đổi trong khoảng thời gian 2000 – 2010, cho nên nhóm nghiên cứu chỉ đưa chỉ số độc lập kinh tế CBIE vào mơ hình hồi quy.
Những biến độc lập khác được xem xét trong mơ hình hồi quy bao gồm: lỗ hổng sản