Luận văn Cú sốc tỷ giá đồng tiền thứ ba tác động đến các yếu tố kinh tế vĩ mô Việt Nam giai đoạn 2000-2013

Nội dung text: Luận văn Cú sốc tỷ giá đồng tiền thứ ba tác động đến các yếu tố kinh tế vĩ mô Việt Nam giai đoạn 2000-2013

1. BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH ––––––––––––––––––––––––––––––––––––––––– LÊ THỊ THÙY LINH CÚ SỐC TỶ GIÁ ĐỒNG TIỀN THỨ BA TÁC ĐỘNG ĐẾN CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2000 – 2013 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP. Hồ Chí Minh – Năm 2014
2. BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH ––––––––––––––––––––––––––––––––––––––––– LÊ THỊ THÙY LINH CÚ SỐC TỶ GIÁ ĐỒNG TIỀN THỨ BA TÁC ĐỘNG ĐẾN CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2000 – 2013 Chuyên Ngành: Tài Chính – Ngân Hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO TP. Hồ Chí Minh – Năm 2014
3. LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của tôi, có sự hỗ trợ từ giáo viên hướng dẫn là TS.Nguyễn Khắc Quốc Bảo. Các nội dung nghiên cứu và kết quả trong đề tài này là trung thực và chưa từng được ai công bố trong bất cứ công trình nào. Những số liệu trong các bảng biểu phục vụ cho việc phân tích, nhận xét, đánh giá đuợc chính tác giả thu thập từ các nguồn khác nhau có ghi trong phần tài liệu tham khảo. Ngoài ra, trong luận văn còn sử dụng một số nhận xét, đánh giá cũng như số liệu của các tác giả khác, và đều có chú thích nguồn gốc sau mỗi trích dẫn để dễ tra cứu, kiểm chứng. Thành phố Hồ Chí Minh, ngày 19 tháng 5 năm 2014 Tác giả Lê Thị Thùy Linh
4. MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG DANH MỤC HÌNH TÓM TẮT 1 CHƢƠNG 1: MỞ ĐẦU 2 1.1. Giới thiệu 2 1.2. Mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu 5 1.3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 6 1.4. Phương pháp nghiên cứu 6 1.5. Đóng góp mới của đề tài 6 1.6. Bố cục luận văn 6 CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LỰA CHỌN ĐỒNG TIỀN THỨ BA VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 8 2.1. Cơ sở lựa chọn đồng tiền thứ ba 8 2.2. Các nghiên cứu liên quan 11 CHƢƠNG 3: MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 25 3.1. Mô hình nghiên cứu 25 3.2. Dữ liệu nghiên cứu 27 CHƢƠNG 4: CÚ SỐC TỶ GIÁ ĐỒNG TIỀN THỨ BA TÁC ĐỘNG ĐẾN CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2000 – 2013 32 4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị các biến 32 4.2. Mô hình VAR 34 4.2.1. Lựa chọn độ trễ tối ưu 34 4.2.2. Kiểm tra tính ổn định 35
5. 4.3. Phân tích mô hình VAR 36 4.3.1. Hàm phản ứng xung 36 4.3.2. Phân rã phương sai 43 4.4. Phân tích bổ sung thêm 45 4.4.1. Mô hình VAR thay biến 45 4.4.2. Mô hình ngắn hạn ECM 51 4.5. Thảo luận 55 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 57 5.1. Kết quả nghiên cứu 57 5.2. Những hạn chế của luận văn 58 5.3. Những gợi ý và hướng nghiên cứu tiếp theo 59 TÀI LIỆU THAM KHẢO Tài liệu tham khảo tiếng Việt Tài liệu tham khảo tiếng Anh PHỤ LỤC Phụ lục 1: Bảng trị giá nhập khẩu của Việt Nam phân theo nước từ 2000 – 2013 (Triệu đô la Mỹ) Phụ lục 2: Bảng trị giá xuất khẩu của Việt Nam phân theo nước từ 2000 – 2013 (Triệu đô la Mỹ) Phụ lục 3: Bảng thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài theo đối tác giai đoạn 2005 – 2013 (Triệu đô la Mỹ) Phụ lục 4: Dư nợ nước ngoài của chính phủ theo nhóm người cho vay, loại chủ nợ và nước/tổ chức chủ nợ 2006 – 2010 (Triệu đô la Mỹ) Phụ lục 5: Tóm tắt về kiểm định ADF, mô hình tự hồi quy vectơ (VAR) Phụ lục 6: Kết quả kiểm định tính dừng ADF các biến Phụ lục 7: Kiểm tra tính ổn định của mô hình VAR Phụ lục 8: Mô hình VAR Phụ lục 9: Kiểm định đồng liên kết
6. DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT VIẾT TẮT TÊN TIẾNG ANH TÊN TIẾNG VIỆT ADB Asia Development Bank Ngân hàng phát triển Châu Á ADF Augmented Dickey – Fuller Kiểm định ADF CNY Chinese Yuan Đồng Nhân dân tệ Trung Quốc CPI Consumer Price Index Chỉ số giá tiêu dùng ECM Error Correction Model Mô hình hiệu chỉnh sai số FDI Foreign Direct Investment Đầu tư trực tiếp nước ngoài GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội IFS International Financial Statistics Thống kê tài chính IMF International Monetary Fund Quỹ tiền tệ quốc tế IR Interest Rate Lãi suất huy động OECD Organisation for Economic Tổ chức hợp tác và phát triển kinh Co–operation and Development tế PP Phillips – Perron Kiểm định PP RER Real Exchange Rate Tỷ giá hối đoái thực USD United State Dollars Đô la Mỹ VAR Vecto Autoregression Model Mô hình tự hồi quy vectơ VDC Variance Decompositions Phân rã phương sai VND Việt Nam Đồng
7. DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Dữ liệu các biến trong mô hình (Năm gốc: 2000) Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF và PP Bảng 4.2: Bảng độ trễ tối ưu Bảng 4.4: Phân rã phương sai Bảng 4.5: Dữ liệu các biến thay thế trong mô hình (Năm gốc: 2000) Bảng 4.6: Phân rã phương sai _ phân tích bổ sung thêm Bảng 4.7: Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen – Juselius Bảng 4.8: Kết quả ước lượng mô hình ngắn hạn ECM DANH MỤC HÌNH Hình 2.1: Tỷ trọng nhập khẩu của Việt Nam phân theo các nước giai đoạn 2000 – 2013 (tính trên 8 quốc gia Việt Nam nhập khẩu nhiều nhất) Hình 2.2: Tỷ trọng xuất khẩu của Việt Nam phân theo các nước giai đoạn 2000 – 2013 (tính trên 8 quốc gia Việt Nam xuất khẩu nhiều nhất) Hình 2.3: Tỷ trọng tổng vốn đăng ký của đầu tư trực tiếp nước ngoài phân theo đối tác giai đoạn 2005 – 2013 (tính theo 10 quốc gia – khu vực đầu tư nhiều nhất vào Việt Nam) Hình 2.4: Tỷ trọng dư nợ nước ngoài của chính phủ theo nước/tổ chức chủ nợ 2006 – 2010 (tính theo 10 quốc gia – tổ chức Việt Nam có dư nợ nhiều nhất) Hình 4.1: Kiểm tra tính ổn định của mô hình VAR Hình 4.2: Hàm phản ứng xung của DLGDP Hình 4.3: Hàm phản ứng xung của DLCPI Hình 4.4: Hàm phản ứng xung của DLM1 Hình 4.5: Hàm phản ứng xung của mô hình thứ nhất Hình 4.6: Hàm phản ứng xung của mô hình thứ hai
8. -1- TÓM TẮT Bài nghiên cứu thực nghiệm này đánh giá tác động của cú sốc tỷ giá đồng tiền thứ ba, tức là tỷ giá đồng Nhân dân tệ Trung Quốc – Đô la Mỹ trên biến kinh tế vĩ mô đã được lựa chọn, cụ thể là tổng sản lượng, mức giá và cung tiền cho nền kinh tế Việt Nam. Kết quả dựa trên mô hình vectơ tự hồi quy (VAR), cho thấy sự thay đổi trong tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ có thể ảnh hưởng đáng kể đến biến kinh tế vĩ mô của Việt Nam. Cụ thể hơn, sự mất giá đồng Nhân dân tệ so với đô la Mỹ có dẫn đến sự sụt giảm trong chỉ số giá CPI Việt Nam. Ngoài việc cung cấp những hiểu biết quan trọng vào sự tương tác giữa tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ và các biến kinh tế vĩ mô trong nước, kết quả của đề tài góp phần vào việc cân nhắc lựa chọn các chế độ tỷ giá hối đoái cho Việt Nam. Các từ khóa: Yuan – dollar exchange rate (tỷ giá hối đoái Nhân dân tệ – Đô la Mỹ); Vietnam (Việt Nam); Exchange rate regimes (chế độ tỷ giá hối đoái); Vector autoregressive (vectơ tự hồi quy)
9. -2- CHƢƠNG 1: MỞ ĐẦU 1.1 Giới thiệu Lựa chọn cơ chế tỷ giá hối đoái từ lâu đã là một vấn đề gây tranh luận trong kinh tế và tài chính quốc tế. Về mặt lý thuyết, mức độ một nền kinh tế phản ứng lại những biến động thế giới phụ thuộc vào chế độ tỷ giá hối đoái đặc trưng của nền kinh tế đó. Cụ thể, trong khi hệ thống tỷ giá hối đoái cố định cho thấy nền kinh tế biến động theo quốc tế, thì tác dụng của một hệ thống tỷ giá hối đoái linh hoạt nằm trong khả năng bảo vệ nền kinh tế khỏi những cú sốc bên ngoài. Hơn nữa, tỷ giá hối đoái linh hoạt cho phép các quốc gia áp dụng các chính sách bình ổn của mình một cách độc lập hơn. Tuy nhiên, cần lưu ý rằng, kể từ khi hệ thống Bretton Woods sụp đổ, sự ra đời của tỷ giá hối đoái linh hoạt không có nghĩa là cách ly hoàn toàn nền kinh tế khỏi những cú sốc từ bên ngoài. Thật vậy, bằng chứng từ những tài liệu nghiên cứu thực nghiệm khác nhau cho thấy sự lan truyền của các cú sốc quốc tế giữa các quốc gia, không phân biệt chế độ tỷ giá hối đoái mà các quốc gia đang theo đuổi (xem Lastrapes và Koray, 1990, và các tài liệu tham khảo trong đó). Hơn nữa, những thay đổi biên độ và mức độ biến động cao trong tỷ giá hối đoái theo hệ thống tỷ giá hối đoái linh hoạt không chỉ gây rủi ro cho các doanh nghiệp xuất khẩu và nhà đầu từ nước ngoài mà còn tạo cơ hội cho hoạt động đầu cơ gây bất ổn trong thị trường tỷ giá hối đoái. Những rủi ro liên quan đến biến động tỷ giá hối đoái được xem là trở ngại chính cho các quốc gia đang nỗ lực phát triển thông qua chiến lược mở rộng xuất khẩu và tự do hóa tài chính. Theo đó, nhiều quốc gia đặc biệt là các quốc gia nhỏ có nền kinh tế mở đang phát triển có xu hướng ổn định tỷ giá so với rổ tiền tệ hoặc so với đồng đô la Mỹ. Ví dụ như, ngoại trừ trường hợp của Nhật Bản, tất cả các quốc gia Đông Á đều có chế độ tỷ giá neo vào đồng đô la Mỹ trong thời gian phi khủng hoảng, hay còn gọi là “chuẩn đô la Đông Á” bởi McKinnon (2000, 2001). Thật vậy, thực tế việc cố định hoặc neo giữ tỷ giá đồng tiền của các quốc gia Đông Á do hậu quả của cuộc khủng hoảng kinh tế Châu Á năm 1997–1998 đã khơi dậy mối quan
10. -3- tâm đến phản ứng của nền kinh tế trong nước với các cú sốc quốc tế. Ngoài việc làm giảm bớt quyền sở hữu và quyền độc lập về chính sách, các quốc gia áp dụng chế độ đồng tiền cố định so với đồng đô la Mỹ dễ bị tác động bởi cú sốc các loại tiền tệ thứ ba ví dụ như tỷ giá Yên Nhật – Đô la Mỹ (nghiên cứu của Rajan 2002; McKinnon và Schnabl 2003). Hiện nay, với sự phát triển không ngừng, nền kinh tế Trung Quốc đã trở thành một trong những nền kinh tế lớn trên thế giới. Theo đó, đồng tiền Trung Quốc – đồng Nhân dân tệ (CNY hay RMB) ngày càng nâng cao vị thế toàn cầu của mình. Đến cuối năm 2013, Nhân dân tệ đã trở thành đồng tiền được sử dụng nhiều thứ nhì trong tài chính thương mại, và đồng tiền được sử dụng nhiều thứ 9 trong thanh toán toàn cầu. Theo kết quả một cuộc thăm dò ý kiến được thực hiện bởi công ty dịch vụ tài chính State Street của Mỹ và bộ phận thông tin kinh tế Economist Intelligence Unit (EIU) với sự tham gia của hơn 200 nhà đầu tư tổ chức, có 53% ý kiến dự báo CNY sẽ vượt qua đồng USD để trở thành đồng tiền dự trữ chính của thế giới. “Với ảnh hưởng kinh tế của Trung Quốc gia tăng, tầm quan trọng toàn cầu của đồng Nhân dân tệ sẽ ngày càng lớn. Thế giới đã thuộc về đồng “bạc xanh” trong nhiều thập kỷ, trong đó đồng USD là đồng tiền dự trữ chính của thế giới. Tuy nhiên, nhiều người cho rằng, thế giới “bạc đỏ” – trong đó đồng Nhân dân tệ chiếm vị trí đồng tiền chủ chốt – đang ngày càng có khả năng trở thành hiện thực”, báo cáo viết (nguồn:vneconomy.vn-27/2/2014). Do đó, biến động trong tỷ giá Nhân dân tệ Trung Quốc – Đô la Mỹ có thể ảnh hưởng đến hiệu quả kinh tế các nước Đông Á theo “chuẩn đô la” thông qua nhiều hướng khác nhau. Hội nhập và toàn cầu hóa ngày càng được các quốc gia chú ý trong phát triển kinh tế của mình, dẫn đến biến động đồng Nhân dân tệ Trung Quốc – Đô la Mỹ trở thành một yếu tố quan trọng trong việc đo lường mức độ bị ảnh hưởng bởi những biến động quốc tế của những nước có giao dịch thương mại trực tiếp với Trung Quốc hay cạnh tranh với Trung Quốc trong các thị trường thứ ba. Việc đánh giá cao đồng Nhân dân tệ so với đồng đô la Mỹ có tác động tiêu cực đến khả năng cạnh tranh quốc tế của Trung Quốc, nhưng ở các nước neo đồng tiền của mình với đồng đô thì ngược lại. Hay nói cách
11. -4- khác, khả năng cạnh tranh quốc tế của các nước Đông Á được cải thiện, điều đó dẫn đến gia tăng xuất khẩu không chỉ ở Trung Quốc mà còn ở các thị trường thứ ba như Mỹ hay Châu Âu. Đồng Nhân dân tệ tăng giá làm cho các khoản đầu tư của Trung Quốc tại các nước Đông Á khác trở nên rẻ hơn và do đó khuyến khích các dòng vốn FDI của Trung Quốc chảy vào các nước này. Vì vậy, sự gia tăng (giảm giá) giá trị của đồng nhân dân tệ so với đô la Mỹ có tác dụng làm gia tăng (sụt giảm) sản lượng của các nước Đông Á thông qua ảnh hưởng tích cực (tiêu cực) của nó vào xuất khẩu và đầu tư. Ngược lại, một đồng Nhân dân tệ mạnh có nghĩa là chi phí nhập khẩu của các quốc gia nhập hàng từ Trung Quốc tăng cao hơn và các khoản vay bằng đồng Nhân dân tệ cũng tăng giá đáng kể. Trong trường hợp này, sản lượng có thể bị ảnh hưởng bất lợi. Việc tổng hợp cung cầu của các điều nói trên có nghĩa là mặt bằng giá của các nước Đông Á cũng có thể bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi trong tỷ giá đồng Nhân dân tệ. Thêm vào đó, kể từ khi Trung Quốc là một đối thủ cạnh tranh với các nước Đông Á khác trong thị trường xuất khẩu, nhưng mục tiêu chính của các nước này vẫn từ các quỹ đầu tư tài chính của Trung Quốc, do đó, biến động tỷ giá đồng Nhân dân tệ có thể có ảnh hưởng trực tiếp vào các chính sách tiền tệ của các nước Đông Á này. Ví dụ, giảm giá đồng Nhân dân tệ làm cho hoạt động đầu tư tài chính tại các nước này trở nên đắt đỏ hơn. Điều này có thể dẫn đến sụt giảm dòng vốn đi vào hoặc gia tăng luồng vốn đi ra. Sự thay đổi theo chiều hướng đi xuống trong nhu cầu đối với tài sản trong nước và gia tăng nhu cầu ngoại tệ đòi hỏi phải giảm giá trị đồng nội tệ xuống. Luồng vốn đi ra cũng có thể dẫn đến giảm lượng cung tiền khi cơ quan hoạch định chính sách tiền tệ cố gắng bảo vệ và đảm bảo ổn định tiền tệ, đó có vẻ là mục tiêu chính của các nước theo tiêu chuẩn đồng đô la Đông Á. Vì thế, sự mất giá đồng Nhân dân tệ có thể dẫn đến thắt chặt tiền tệ. Do sự ảnh hưởng của TGHĐ Nhân dân tệ – Đô la Mỹ khác nhau và đối lập ở các nước Đông Á, cho nên nó cần được nghiên cứu trong thực nghiệm. Mục đích của bài viết này là nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng của tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ vào kinh tế vĩ mô của Việt Nam từ góc độ ảnh hưởng của
12. -5- nó đối với sản lượng, mức giá và điều kiện về tiền tệ. Việt Nam là nước chọn tỷ giá neo với đồng đô la Mỹ, từ chế độ cố định “cứng” đến chế độ thả nổi có quản lý của Nhà nước với các biên độ dao động được điều chỉnh theo từng thời kì. Chế độ TGHĐ là một yếu tố quan trọng trong các nghiên cứu học thuật và thảo luận chính sách nhằm hướng đến một chế độ tỷ giá phù hợp với nước ta. Kết quả nghiên cứu ảnh hưởng của đồng tiền thứ ba lên nền kinh tế trong nước có thể cung cấp một số câu trả lời cho cuộc tranh luận. Hơn nữa, tại các thị trường kinh tế tài chính kết hợp, hiểu biết về sự tương tác qua lại giữa các biến trong và ngoài nước có khả năng quan hệ nhân quả với nhau là nhân tố rất quan trọng trong việc lập các chính sách mục tiêu. Thêm vào đó, điều này có thể làm sáng tỏ về sự lựa chọn đúng đắn chế độ TGHĐ đối với một quốc gia như Việt Nam. Đó chính là lý do tác giả chọn đồng Nhân dân tệ làm đồng tiền thứ ba cho nghiên cứu thực nghiệm đề tài “Cú sốc tỷ giá đồng tiền thứ ba tác động đến các yếu tố kinh tế vĩ mô Việt Nam giai đoạn 2000–2013” 1.2 Mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu Do việc nghiên cứu sâu rộng vấn đề này sẽ phải đầu tư rất nhiểu thời gian cho việc nghiên cứu và thu thập dữ liệu. Trong phạm vi đề tài này, tác giả mong muốn cung cấp một cái nhìn rõ hơn về ảnh hưởng của cú sốc tỷ giá một đồng tiền thứ ba cụ thể là biến động tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ đối với nền kinh tế vĩ mô Việt Nam, và phân tích chính sách lựa chọn tỷ giá hối đoái hiện nay của nước ta. Để đạt được mục tiêu trên, tác giả tiến hành nghiên cứu để trả lời cho 2 vấn đề sau đây: 1. Tỷ giá hối đoái Nhân dân tệ – Đô la Mỹ ảnh hưởng như thế nào đến các yếu tố kinh tế vĩ mô Việt Nam? 2. Chế độ neo tỷ giá vào đồng đô la Mỹ như hiện nay có phải là lựa chọn phù hợp với sự phát triển kinh tế của nước ta hay không? Hướng nghiên cứu chế độ tỷ giá neo vào một rổ tiền tệ.
13. -6- 1.3 Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu Đề tài nghiên cứu biến động tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ tác động lên các biến kinh tế vĩ mô Việt Nam giai đoạn 2000–2013, các biến được chọn: tổng sản phẩm quốc nội (GDP) đại diện cho sản lượng sản xuất, chỉ số giá tiêu dùng (CPI) đại diện cho mức giá, lượng cung tiền (M1) đại diện cho cung tiền. Nguồn dữ liệu được lấy từ các website: –data.imf.org/, 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu Đề tài kế thừa các kết quả và mô hình nghiên cứu từ các học giả trên thế giới đã thực hiện trên các thị trường khác nhau, và tác giả muốn đem áp dụng nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam. Đề tài áp dụng mô hình tự hồi quy vectơ (VAR – vector autoregression) và mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM – Error Correction Model) để kiểm tra ảnh hưởng của tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ đến các yếu tố kinh tế vĩ mô của Việt Nam. 1.5 Đóng góp mới của đề tài Luận văn này làm sáng tỏ thêm lý thuyết cú sốc từ một tiền tệ thứ ba vào nền kinh tế các nước có chế độ tỷ giá hối đoái neo cố định vào một loại tiền tệ bằng cách cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm trên nền kinh tế vĩ mô Việt Nam. Luận văn là cơ sở để các nhà hoạch định chính sách xem xét áp dụng chế độ tỷ giá neo vào một rổ tiền tệ vào thực tế nước ta. 1.6 Bố cục luận văn Đề tài gồm 5 chương, nội dung các chương được trình bày như sau: Chương 1: Mở đầu Chương 2: Cơ sở lựa chọn đồng tiền thứ ba và các nghiên cứu liên quan Chương 3: Mô hình và dữ liệu nghiên cứu
14. -7- Chương 4: Cú sốc tỷ giá đồng tiền thứ ba (Nhân dân tệ – Đô la Mỹ) tác động đến các yếu tố kinh tế vĩ mô Việt Nam giai đoạn 2000 – 2013 Chương 5: Kết luận
15. -8- CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LỰA CHỌN ĐỒNG TIỀN THỨ BA VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 2.1 Cơ sở lựa chọn đồng tiền thứ ba Trung Quốc là một nước có nền kinh tế lớn và phát triển trên thế giới, lại giáp ranh với Việt Nam, cho nên hoạt động giao thương giữa hai nước khá thuận lợi. Theo số liệu từ Tổng cục thống kê Việt Nam, từ năm 2000 – 2013 (hình 2.1), Trung Quốc liên tục là đối tác thương mại lớn nhất của Việt Nam, là quốc gia nhập siêu của Việt Nam, luôn đứng đầu trong bảng xếp hạng tỷ trọng nhập khẩu. Năm 2013, tổng kim ngạch thương mại Việt – Trung đạt gần 50 tỷ USD, tăng 21.1% so với năm 2012 (ta xuất 13.1 tỷ USD, nhập 36.8 tỷ USD, lần lượt tăng 2.1% và 26.7%), thâm hụt thương mại giữa Việt Nam và Trung Quốc đạt 23.7 tỷ USD, tiếp tục tăng mạnh với 27.47%. Những mặt hàng nhập khẩu chủ yếu của Việt Nam từ Trung Quốc: máy móc, thiết bị, dụng cụ, phụ tùng; nhóm hàng nguyên liệu, phụ liệu ngành dệt may, da, giày; điện thoại, máy vi tính, sản phẩm điện tử và linh kiện; vải, sắt thép Bên cạnh đó, Trung Quốc cũng là một trong những đối tác xuất khẩu lớn của Việt Nam, là một trong 3 quốc gia chiếm tỷ trọng lớn trong kim ngạch xuất khẩu trong nước (hình 2.2). Những mặt hàng xuất khẩu chủ yếu từ Việt Nam sang Trung Quốc: sắn và các sản phẩm từ sắn; dầu thô; máy vi tính, sản phẩm điện tử và linh kiện; cao su; hàng nông sản thế mạnh như gạo và rau quả Cơ cấu hàng xuất khẩu của ta sang Trung Quốc đã và đang có những chuyển biến tích cực nhất định. Từ năm 2011 đến nay, tỉ trọng nhóm hàng công nghiệp trong tổng kim ngạch hàng hóa xuất khẩu sang Trung Quốc đang có xu hướng tăng dần (trên 30% trong khi trước đây chỉ 10%), vượt qua nhóm hàng truyền thống nông lâm thủy sản. Quan hệ hợp tác đầu tư có bước phát triển mới, tính đến hết năm 2013, Trung Quốc có 977 dự án đầu tư tại Việt Nam, tổng vốn đăng ký lũy kế đạt gần 7 tỷ USD, đứng thứ 9/101 quốc gia và vùng lãnh thổ có đầu tư tại Việt Nam. Đáng chú ý, riêng năm 2013 đầu tư FDI của TQ vào VN tăng mạnh đạt 2.3 tỷ USD, chiếm 16% tổng
16. -9- FDI của VN và đứng thứ 4 trong số 50 quốc gia và khu vực có dự án đầu tư cấp phép mới vào VN. Trong những năm qua, Trung Quốc đã không ngừng tăng quy mô tín dụng ưu đãi dành cho Việt Nam. Đến nay, Trung Quốc đã cho ta vay 1,6 tỷ USD ưu đãi tập trung vào những lĩnh vực công nghiệp, khai khoáng, đường sắt, năng lượng, dệt may, hóa chất Ngoài tín dụng ưu đãi, Chính phủ Trung Quốc còn hỗ trợ Việt Nam nhiều khoản viện trợ không hoàn lại dùng vào việc tổ chức các đoàn tham quan, khảo sát kinh nghiệm phát triển kinh tế xã hội ở Trung Quốc; giao lưu thanh thiếu niên; đầu tư trang thiết bị cho một số bệnh viện tại Việt Nam; xây dựng khu nhà ở Học viện Chính trị Quốc gia Hồ Chí Minh. Trong cơ cấu nợ nước ngoài của Việt Nam (hình 2.4), Trung Quốc không chiếm tỷ trọng lớn, chỉ từ 1–2%. Do đó, dựa trên những mối quan hệ kinh tế Việt Nam – Trung Quốc này, tác giả đã chọn tỷ giá đồng tiền thứ ba là tỷ giá Nhân dân tệ - Đô la Mỹ để xem xét cú sốc của nó tácTỷ Trọngđộng Nhậpđến các Khẩu yế uCủa tố kinhViệt Namtế vĩ Phân mô Vi Theoệt Nam Các Nướcgiai đo Giaiạn 2000Đoạn – 2013. 2000 - 2013 CHND Trung Hoa Hàn Quốc Nhật Bản EU Đài Loan Xin-ga-po Thái Lan Hoa Kỳ 40 35 35 31 30 28 26 26 24 25 23 21 22 20 19 16 14 15 12 11 Tỷ Trọng Nhập Khẩu (%) 10 5 0 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 (Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục thống kê Việt Nam) Hình 2.1: Tỷ trọng nhập khẩu của Việt Nam phân theo các nước giai đoạn 2000 – 2013 (tính trên 8 quốc gia Việt Nam nhập khẩu nhiều nhất).
17. -10- Tỷ Trọng Xuất Khẩu Của Việt Nam Phân Theo Các Nước Giai Đoạn 2000 - 2013 CHND Trung Hoa Nhật Bản Hàn Quốc Hoa Kỳ Ma-lai-xi-a ĐKHC Hồng Công (TQ) CHLB Đức Vương quốc Anh 45 40 35 30 25 22 21 19 19 18 19 19 20 17 17 17 16 15 14 15 14 Tỷ Trọng Xuất Khẩu (%) 10 5 0 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 (Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục thống kê Việt Nam) Hình 2.2: Tỷ trọng xuất khẩu của Việt Nam phân theo các nước giai đoạn Thu Hút Đầu Tư Trực Tiếp Nước Ngoài Phân Theo Đối Tác Giai Đoạn 2000 – 2013 (tính trên 8 quốc gia Việ2005t Nam - 2013 xuất khẩu nhiều nhất). CHND Trung Hoa Nhật Bản Xin-ga-po Đài Loan Hàn Quốc Quần đảo Vigin thuộc Anh Đặc khu HC Hồng Kông (TQ) Hoa Kỳ Ma-lai-xi-a Thái Lan 40 35 30 25 20 15 12 10 6 5 3 Tỷ Trọng Tổng Vốn Đăng Ký (%) 2 2 2 3 0 2005 2006 2007 2009 2011 2012 2013 (Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục thống kê Việt Nam) Hình 2.3: Tỷ trọng tổng vốn đăng ký của đầu tư trực tiếp nước ngoài phân theo đối tác giai đoạn 2005 – 2013 (tính theo 10 quốc gia – khu vực đầu tư nhiều nhất vào Việt Nam)
18. -11- Dư Nợ Nước Ngoài Của Chính Phủ Theo Nước / Tổ Chức Chủ Nợ 2006 – 2010 Trung Quốc Pháp Đức Nhật Bản Nga Mỹ ADB IDA IMF NIB OPEC 40 35 30 25 20 15 Tỷ Trọng Nợ (%)Dư 10 5 1.98 0.97 0.98 0.99 1.5 0 2006 2007 2008 2009 2010 (Nguồn: Bộ Tài Chính Việt Nam) Hình 2.4: Tỷ trọng dư nợ nước ngoài của chính phủ theo nước / tổ chức chủ nợ 2006 – 2010 (tính theo 10 quốc gia – tổ chức Việt Nam có dư nợ nhiều nhất) 2.2 Các nghiên cứu liên quan 2.2.1 Frankel, Jeffery A., and Shang–Jin Wei. 1994, “YEN BLOC OR DOLLAR BLOC? EXCHANGE RATE POLICIES OF THE EAST ASIAN ECONOMIES.” (Khối đồng Yên hay khối đồng đô la Mỹ? Chính sách tỷ giá của nền kinh tế Đông Á.) In Macroeconomic Linkage: Savings, Exchange Rates, and Capital Flows, ed. Takatoshi Ito and Anne O. Krueger. Chicago: Univeristy of Chicago Press. Dữ liệu & mô hình nghiên cứu: Nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng tuần từ đầu năm 1979 đến tuần thứ hai của tháng 5/1992. Dữ liệu tỷ giá hối đoái song phương của đồng nội tệ so với ngoại tệ: đồng đô la Mỹ, đồng yên Nhật, Mác Đức (đại diện cho tiền tệ châu Âu), đồng đô la Úc và Newzealand. Các đồng nội tệ trong nghiên cứu này là: Won Hàn Quốc, đô la Singapore, Hồng Kông, Đài Loan, Ringgit Malaysia, Rupiah Indonesia, Peso
19. -12- Philippine, Baht Thái Lan, và nhân dân tệ Trung Quốc. Kiểm tra bằng phương pháp hồi quy bình phương tối thiểu (OLS) để kiểm tra tỷ trọng của đồng đô la Mỹ và đồng yên trong chính sách tỷ giá hối đoái của các nước Đông Á đó. Nội dung & kết quả nghiên cứu: “Khối đồng yên đang hình thành ở khu vực Đông Á, ảnh hưởng đến kinh tế của các nước trong khu vực này từ chuyển đổi tỷ trọng đồng đô la Mỹ sang đồng yên trong chính sách tỷ giá”, đó là chủ đề mà bài nghiên cứu này xem xét, một số vấn đề có thể có của một giả thuyết “khối yên”: Thứ nhất, tỷ trọng của đồng yên đang tăng lên theo thời gian trong các chính sách tỷ giá hối đoái của nền kinh tế Đông Á. Thứ hai, một khối thương mại trong khu vực tập trung vào kinh tế Nhật Bản đang nổi lên. Thương mại giữa Nhật Bản và nền kinh tế Đông Á đã tăng nhanh hơn so với những gì sẽ được dự đoán dựa trên các yếu tố như GNP song phương và chi phí vận chuyển Bên cạnh đó, bài nghiên cứu sẽ đồng thời đánh giá khu vực Đông Á vẫn liên kết chặt chẽ với khối đô la Mỹ. Kết luận của những dự đoán, giả thuyết từ bài nghiên cứu này: Thứ nhất, đồng đô la Mỹ vẫn là đồng tiền quốc tế chính trong chính sách tỷ giá hối đoái Đông Á. Tất cả các nước Đông Á đã đặt phần lớn tỷ trọng vào đồng đô la Mỹ trong chính sách tỷ giá của họ. Thứ hai, một số loại tiền tệ (Singapore, Hồng Kông, Indonesia, Thái Lan, Đài Loan) tăng tỷ trọng vào đồng yên trong giữa những năm 1980, nhưng các bằng chứng cho thấy sự tăng lên của đồng yên này trong chính sách tỷ giá hối đoái của các nước đó là không đáng kể. Thứ ba, mức độ thương mại ở Đông Á, cũng giống như thương mại trong khối Châu Âu là thiên về thương mại trong khu vực, và vẫn không có bằng chứng của bất kỳ xu hướng tăng trong thương mại nội khối này. Nội bộ khối Đông Á này cũng không tập trung vào thương mại Nhật Bản. Nhìn chung, các bằng chứng liên quan đến cả thương mại và liên kết tiền tệ cho thấy ít có dữ liệu cho sự hình thành của một khối yên. Ngược lại, các nước Đông Á tiếp tục được liên kết chặt chẽ với Mỹ. Đồng đô la Mỹ vẫn là đồng tiền được ưa
20. -13- chuộng trong thanh toán thương mại và cho vay quốc tế, ngay cả trong khu vực Đông Á. 2.2.2 Kawai, Masahiro. 2002. “EXCHANGE RATE ARRANGEMENTS IN EAST ASIA: LESSONS FROM THE 1997–1998 CURRENCY CRISIS.” (Sự sắp xếp tỷ giá ở Đông Á: Bài học từ cuộc khủng hoảng tiền tệ 1997-1998.) Monetary and Economic Studies 20, no. S–1: 167–204. Dữ liệu & mô hình nghiên cứu: Dữ liệu tỷ giá hối đoái chính thức được báo cáo của các nước thành viên từ quỹ tiền tệ quốc tế (IMF). Để hiểu được cơ chế của sự sắp xếp tỷ giá, nghiên cứu sử dụng kỹ thuật phân tích hồi quy theo Frankel và Wei (1993, 1994, 1995), phương trình ước tính như sau: j USD DM JY FF UKP et 1 et 2 et 3 et 4 et 5 et ut j Trong đó, et là sự thay đổi hàng tháng trong tỷ giá hối đoái của tiền tệ j trong tháng t, βk (k=1, 2, ) là hệ số về việc thay đổi hàng tháng trong tỷ giá hối đoái của k ngoại tệ. Các đồng ngoại tệ tương ứng là: đô la Mỹ, mác Đức, yên Nhật, franc Pháp, và bảng Anh. Một sự thay đổi hàng tháng trong tỷ giá hối đoái được xác định bởi sự chênh lệch theo logarit của tỷ giá hối đoái danh nghĩa. Dựa trên phân tích hồi quy này, các nền kinh tế phát triển có thể được phân thành ba loại lớn theo quan sát cơ chế tỷ giá hối đoái, đó là “cố định” vào đồng đô la Mỹ hay rổ tiền tệ, tỷ giá “thả nổi” và “trung gian” giữa 2 loại này. Tùy thuộc vào độ biến động tỷ giá hối đoái, cụ thể, các quốc gia được sắp xếp theo “cố định” khi biến động ít hơn 0.0075, “trung gian” khi biến động là giữa 0.0075 và 0.015, và “thả nổi” khi biến động vượt quá 0.015. Nội dung & kết quả nghiên cứu: Bài nghiên cứu này xem xét sự phát triển của cơ chế tỷ giá hối đoái trong nền kinh tế thị trường mới nổi ở Đông Á trong 10 năm qua. Bằng cách tập trung vào vai trò của đồng đô la Mỹ, đồng yên và đồng Euro làm đồng tiền neo để ổn định tỷ giá,
21. -14- bài nghiên cứu cho rằng đồng đô la Mỹ đã đóng một vai trò chủ đạo hay trên thực tế là đồng tiền neo cho khu vực Đông Á cho đến khi cuộc khủng hoảng tiền tệ 1997– 1998. Trong cuộc khủng hoảng, sự thống trị của đồng đô la Mỹ tự nhiên giảm trong khu vực Đông Á như là kết quả dẫn đến một sự thay đổi chung cho cơ chế tỷ giả hối đoái thả nổi. Trong giai đoạn hậu khủng hoảng, sự lựa chọn tỷ giá hối đoái ở Đông Á bắt đầu khác nhau so với mô hình trước khủng hoảng. Đồng đô la Mỹ đã lấy lại vị trí ở một số nước (đặc biệt ở Malaysia), trong khi sự thống trị của nó vẫn giảm và tỷ giá hối đoái thả nổi đã tăng lên ở những nước khác (đặc biệt ở Indonesia). Bên cạnh đó, Hàn Quốc, Thái Lan và Singapore dường như đã chuyển sang neo vào một rổ tiền tệ với tỷ trọng đáng kể trên đồng đô la Mỹ và đồng yên. Vì thế, bài này cần nghiên cứu cho một hệ thống tiền tệ mong muốn của cả khu vực để thúc đẩy thương mại, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và tăng trưởng kinh tế. Với biến động cao của tỷ giá hối đoái yên – Đô la Mỹ và các mối quan hệ đa dạng về đối tác thương mại và dòng vốn FDI, kết quả đề xuất nền kinh tế Đông Á mới nổi sẽ được ổn định hơn nếu neo đồng tiền của nước mình vào một rổ tiền tệ trong đó đồng đô la Mỹ, yên và Euro có vai trò quan trọng không kém nhau. Tuy vậy, sự ổn định tỷ giá trong khu vực vào một rổ tiền tệ không phải là cứng nhắc. Mỗi nền kinh tế có thể lựa chọn hình thức tỷ giá riêng của nước mình trong điều hành chính sách, có thể là một rổ tiền tệ, neo vào một đồng tiền, hoặc thả nổi với biên độ rộng. Sau giai đoạn đó, nền kinh tế Đông Á có thể đánh giá lại hiệu quả của chính sách ổn định tỷ giá của nước mình so với rổ tiền tệ trong khu vực. 2.2.3 McKinnon, Ronald I., and Gunther Schnabl. 2003. “SYNCHRONISED BUSSINESS CYCLE IN EAST ASIA AND FLUCTUATIONS IN THE YEN/DOLLAR EXCHANGE RATE.” (Chu kỳ kinh doanh đồng bộ hóa ở Đông Á và biến động trong tỷ giá Yên – Đô la Mỹ.) World Economy 26, no. 8: 1067–88. Dữ liệu & mô hình nghiên cứu: Nghiên cứu ước tính tác động của cú sốc tỷ giá đồng yên – Đô la Mỹ trên sản lượng khu vực tại các quốc gia nhỏ ở Đông Á (EA1) cộng với Trung Quốc. Mô hình
22. -15- kinh tế của Kwan (2001: 38-41) được xem xét với dữ liệu sản lượng và tỷ giá hối đoái được lấy theo năm cho giai đoạn 1982 – 1997. Tất cả hồi quy được chạy cho tốc độ tăng trưởng sản lượng thực tế của EA2 (EA1 cộng với Trung Quốc) với sự thay đổi hàng năm của tỷ giá yên – Đô la Mỹ (eYenDollar) và tăng trưởng sản lượng thực tế ở Mỹ (YUS). Phương trình được mô tả như sau: y   y  e  e u EA2t 1 2 USt 3 YenDollart 4 YenDollart 1 t Từ phương trình nghiên cứu sẽ cho thấy một mối tương quan tỷ lệ giữa tỷ giá đồng yên – Đô la Mỹ cả hiện tại hay độ trễ một năm và tăng trưởng sản lượng thực tế của EA2. Nội dung & kết quả nghiên cứu: Nhiều tác giả trong bài nghiên cứu này đã đề xuất vực dậy nền kinh tế trong giai đoạn khó khăn của Nhật Bản bằng cách mở rộng cung tiền và giảm giá đồng yên. Từ đó, việc nghiên cứu sẽ phát hiện ra những ảnh hưởng của giảm giá đồng yên so với đồng đô la Mỹ trên nền kinh tế Đông Á mà phần lớn các nước neo đồng tiền của họ vào đồng đô la này. Chu kỳ kinh tế của các nước Đông Á (trừ Trung Quốc) có liên quan chặt chẽ với sự biến động của thay đổi tỷ giá đồng yên – Đô la Mỹ thông qua khả năng cạnh tranh xuất khẩu và dòng vốn đầu tư trực tiếp từ nước ngoài. Nghiên cứu cho thấy rằng việc phá giá đồng yên với tỷ lệ lớn sẽ có tác động tiêu cực đến nền kinh tế Đông Á, và đây không phải là một lựa chọn chính sách hợp lý cho Nhật Bản. Một giả thuyết nữa được đưa ra là tác động tiêu cực mà sự mất giá đồng yên có thể gây ra ở các quốc gia ở Đông Á sẽ được bù đắp nhiều hơn bởi nhập khẩu từ Nhật Bản. Nhưng nghiên cứu cho thấy rằng điều ngược lại là đúng. Tác động tiêu cực của sự mất giá đồng yên với nền kinh tế Đông Á là mạnh hơn so với tác động tích cực của việc nhập khẩu từ Nhật Bản. Vì thế, kết quả của nghiên cứu là rõ ràng: đồng yên không nên giảm giá. Tổng quát hơn, biến động trong tỷ giả yên – Đô la Mỹ sẽ gây tăng sự biến động của chu kỳ kinh tế trong nền kinh tế Đông Á. Các nước này sẽ ổn định hơn nếu đồng yên ổn định.
23. -16- 2.2.4 Mansor H.Ibrahim. 2007. “THE YEN–DOLLAR EXCHANGE RATE AND MALAYSIAN MACROECONOMIC DYNAMICS” (Tỷ giá Yên – Đô la Mỹ và động thái kinh tế vĩ mô của Malaysia) The Developing Economies, XLV–3 (September 2007): 315–38. Nội dung & kết quả nghiên cứu Rajan (2002) và McKinnon và Schnabl (2003) cho rằng chính sách neo cố định đồng tiền quốc gia với đồng đô la Mỹ, như trong trường hợp của Malaysia, đã phơi bày bản chất của nền kinh tế khi gặp những cú sốc của một loại tiền tệ thứ ba giống như tỷ giá của đồng yên so với đồng đô la Mỹ. Trong công trình nghiên cứu của họ, McKinnon và Schnabl (2003) đánh giá những ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đoái yên – Đô la Mỹ đến tăng trưởng kinh tế của các nền kinh tế Đông Á. Áp dụng phương pháp hồi quy OLS, họ dẫn chứng kết quả chính sau đây: sự giảm giá của đồng yên so với đồng đô làm đình trệ sự tăng trưởng sản lượng của tổng thể các nước Đông Á (bao gồm cả Trung Quốc). Tác động tiêu cực này của tỷ giá cũng đúng với một số nền kinh tế độc lập như là Hồng Kông, Hàn Quốc, Đài Loan và Thái Lan. Tài liệu cho thấy chu kì kinh doanh trong khu vực Đông Á dường như được đồng bộ hóa, họ kết luận rằng biến động trong giá trị đồng yên lý giải cho đồng bộ hóa chu kì kinh doanh này. Điều thú vị là, đối với trường hợp của Malaysia, trong khi tăng trưởng sảnn lượng của các nước Đông Á khác (trừ Nhật Bản) ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng sản lượng của Malaysia, mối quan hệ giữa tăng trưởng sản lượng của Nhật Bản và Malaysia ở mức thông thường là không đáng kể. Ngoài ra, biến động tỷ giá đồng yên – Đô la Mỹ không có ảnh hưởng đáng kể đến tăng trưởng sản lượng của Malaysia. Ở bài nghiên cứu này của Ibarahim, tác giả bổ sung cho các nghiên cứu về tác động kinh tế vĩ mô của thay đổi tỷ giá hối đoái bằng cách tập trung đặc biệt vào nội dung của Rajan (2002) và McKinnon và Schnabl (2003) trong đó một quốc gia đã ưu tiền đồng đô la Mỹ như một loại tiền tệ neo như Malaysia dễ bị những cú sốc trong một loại tiền tệ thứ ba, trong trường hợp Đông Á, là đồng Yên Nhật. Cụ thể hơn, tác giả mở rộng nghiên cứu của McKinnon và Schnabl ở hai khía cạnh: đầu
24. -17- tiên, ngoài việc đánh giá những tác động của biến động tỷ giá đồng Yên – Đô la Mỹ trên sản lượng thực tế, tác giả cũng điều tra tác động trên các biến khác, cụ thể là chỉ số giá và biến tiền tệ. Bằng cách áp dụng phương pháp tự hồi quy vectơ (VAR), tác giả đánh giá thực nghiệm tác động của tỷ giá đồng Yên – Đô la Mỹ trên các yếu tố kinh tế vĩ mô với các biến: sản lượng thực tế (GDP), mức giá (CPI) và cung tiền (M1) cho Malaysia. Các dữ liệu được sử dụng trong phân tích được lấy theo quý từ quý 1 năm 1978 đến quý 4 năm 2003. Kết quả cho thấy sự thay đổi trong tỷ giá Yên – Đô la Mỹ có thể ảnh hưởng đáng kể đến các biến kinh tế vĩ mô của Malaysia, cụ thể, sự mất giá đồng Yên so với đô la Mỹ dẫn đến suy giảm trong GDP thực tế và cung tiền. Kết quả này khá vững chắc khi tác giả dùng các mô hình VAR thay thế khác như: dùng biến lãi suất liên ngân hàng thay cho cung tiền M1; dùng tỷ giá danh nghĩa thay cho tỷ giá thực; loại bỏ thời kì hậu khủng hoảng ra khỏi giai đoạn nghiên cứu. Tổng hợp lại, tác giả đi đến kết luận rằng các kết quả của tác giả là phù hợp với các luận điểm cho rằng các cú sốc trong đồng tiền thứ ba có thể có các tác động mạnh đến các quốc gia neo tỷ giá vào đồng đô la Mỹ. Trong khi cách tiếp cận của Malaysia trong việc cố định tỷ giá của nó đối với đồng đô la Mỹ trong thời gian khủng hoảng đảm bảo sự ổn định tài chính đáng tranh cãi, việc áp dụng nó vào lúc bình thường có thể đưa Malaysia vào tình thế quay vòng với các đồng tiền thứ ba khác. Tương tự, cú sốc trong tỷ giá yên cần được xem xét đến khi thiết lập các chính sách. Tuy nhiên, thật không dễ như cái nhìn bề ngoài, do tỷ giá yên tác động cả thị trường xuất khẩu Malaysia và thị trường nội tệ, do đó chúng có thể gây khó khăn cho các nhà tiền tệ trong việc đưa ra chính sách. Như tác giả đã thể hiện, sự sụt giá trong đồng yên làm suy giảm sản lượng và thắt chặt tiền tệ. Câu hỏi đặt ra là: Các nhà tiền tệ có nên nới lỏng chính sách tiền tệ bằng cách mở rộng cung tiền để tăng sản lượng hay không? Câu trả lời có thể là có nếu sự sụt giảm hoặc suy thoái của sản lượng là vấn đề quan tâm hàng đầu của các nhà làm chính sách. Tuy nhiên, trong quá trình hội nhập tài chính, lãi suất thấp có thể ngăn cản quá trình đầu tư tài chính, vấn đề thường bị tranh cãi đối với sự phát triển của thị trường vốn nội địa.
25. -18- 2.2.5 Ying Fang, Shicheng Huang and Linlin Niu. 2012. “DE FACTO CURRENCY BASKETS OF CHINA AND EAST ASIAN ECONOMIES: THE RISING WEIGHTS” (Rổ tiền tệ của nền kinh tế Trung Quốc và Đông Á: Gia tăng tỷ trọng đồng tiền) Institute for Economies in Transition, BOFIT Discussion Papers Dữ liệu & mô hình nghiên cứu: Phương trình hồi quy giải thích sự thay đổi giá trị trong một loại tiền tệ châu Á bởi những thay đổi giá trị trong tiền tệ quốc tế: USD, EUR, JPY, GBP, và đồng nhân dân tệ. Lấy đồng won Hàn Quốc là một ví dụ, phương trình hồi quy là: log KRW c  logUSD  log EUR  log JPY  logGBP t 1t t 2t t 3t t 4t t 5t logCNYt ut Dữ liệu hàng ngày của tỷ giá hối đoái từ 07/02/2005 đến 29/07/2011được lấy từ nguồn Bloomberg. Nghiên cứu kiểm tra tính dừng bằng phương pháp kiểm định ADF, KPSS, và kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen Nội dung & kết quả nghiên cứu: Sự bùng nổ kinh tế của Trung Quốc đã là một trong những vấn đề quan trọng trong ba thập kỷ vừa qua. Đồng nhân dân tệ (RMB) đang được đánh giá cao so với đồng đô la Mỹ. Năm 2005, cơ quan tiền tệ của Trung Quốc công bố thay đổi từ chế độ neo vào đồng đô la Mỹ sang neo vào một rổ tiền tệ: đồng đô la Mỹ (USD), yên Nhật (JPY), euro (EUR), won Hàn Quốc (KRW), đồng đô la Úc (AUD), đô la Canada (CAD), bảng Anh (GBP), ringgit Malaysia (MYR), đồng rúp Nga (RUB), đô la Singapore (SGD) và đồng baht Thái Lan (THB). Để xác định giá trị của đồng nhân dân tệ, nghiên cứu sử dụng phương pháp Bayesian cho mô hình rổ tiền tệ của Frankel và Wei (2007) với 11 loại tiền tệ như Trung Quốc đã công bố. Kết quả cho thấy tỷ trọng đồng đô la Mỹ đã giảm, tỷ trọng trên một số đồng tiền châu Á đã tăng lên. Bên cạnh đó, bằng việc kiểm tra rổ tiền tệ của các nước Đông Á, trong đó bao gồm các loại tiền tệ quốc tế và nhân dân tệ trong rổ của họ. Nghiên cứu tìm thấy đồng nhân dân tệ ngày càng trở nên quan trọng trong việc xác định giá trị tiền tệ châu Á. Chẳng hạn, một xu hướng tăng tỷ trọng của nhân dân tệ trong rổ tiền tệ của
26. -19- Malaysia, Singapore cũng như của Thái Lan. Như vậy, điều này đã cung cấp cái nhìn về ảnh hưởng và hệ quả của chế độ thay đổi sang tỷ giả hối đoái mới của Trung Quốc. 2.2.6 Trần Quốc Phong. 2012. “MỨC ĐỘ TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀO CHỈ SỐ GIÁ TIÊU DÙNG VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2000 – 2011” Đại học Kinh Tế Thành phố Hồ Chí Minh, Luận Văn Thạc Sĩ. Dữ liệu & mô hình nghiên cứu: Nghiên cứu này kế thừa mô hình của Ghosh và Rajan (2007a) để xem xét về sự truyền dẫn của tỷ giá hối đoái (ERPT) vào chỉ số giá tiêu dùng ở Việt Nam trong giai đoạn 2000 – 2011. Vì trong giai đoạn nghiên cứu, tác giả nhận thấy rằng, hàng hóa nhập khẩu từ Trung Quốc luôn chiếm tỷ trọng cao trong cơ cấu hàng hóa nhập khẩu, vì vậy, tác giả sử dụng tỷ giá song phương giữa đồng tiền của Việt Nam và Trung Quốc (VND/CNY). Mức độ truyền dẫn của tỷ giá (ERPT) vào chỉ số giá tiêu dùng CPI của Việt Nam được thể hiện qua mô hình cụ thể như sau: VND CNY Ln(CPIVN)t 0 1Ln(ECNY )t Ln(P )t Ln(IPVN)t t Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng dữ liệu hàng quý, từ quý 1 năm 2000 đến quý 2 năm 2011. Nguồn dữ liệu và cách xử lý số liệu ban đầu như sau: - Chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam (CPIVN): được quy về kỳ gốc (Q1 2000 = 100). Nguồn dữ liệu: IFS - Tỷ giá song phương VND/CNY: Nguồn dữ liệu IFS - Chỉ số giá sản xuất Trung Quốc (PPITQ) và chỉ số giá tiêu dùng Trung Quốc (CPITQ): được quy về kỳ gốc (Q1 2000 = 100). Nguồn dữ liệu: IFS, tổng cục thống kê Trung Quốc - Sản lượng công nghiệp của Việt Nam (IPVN): tổng cục thống kê Việt Nam GSO Nội dung & kết quả nghiên cứu: Trong bài nghiên cứu này, tác giả đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá (ERPT) vào chỉ số giá tiêu dùng (CPI) trong giai đoạn 2000 – 2011. Vì trong giai
27. -20- đoạn nghiên cứu, hàng hóa nhập khẩu từ Trung Quốc chiếm tỷ trọng lớn trong cơ cấu hàng hàng hóa nhập khẩu của Việt Nam nên tác giả đã đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY vào chỉ số giá tiêu dùng (CPI), song song đó tác giả cũng tính mức độ truyền dẫn của tỷ giá danh nghĩa hiệu lực (NEER) vào chỉ số giá tiêu dùng (CPI) trong giai đoạn nghiên cứu. Nghiên cứu cũng xác định xu hướng tăng dần của mức độ truyền dẫn của tỷ giá (ERPT) trong giai đoạn từ 2000 – 2011. Cuối cùng, bài nghiên cứu này đã lượng hóa được mức độ ảnh hưởng của yếu tố lạm phát, mức độ biến động của tỷ giá, độ chênh sản lượng, mức độ đô la hóa và độ mở của nền kinh tế đến độ lớn của mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng trong giai đoạn nghiên cứu: - Trong dài hạn, mức độ truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY vào chỉ số giá tiêu dùng (CPI) của Việt Nam trong giai nghiên cứu là 0.68 và 1.47 tương ứng với CPI và PPI làm đại diện cho chi phí sản xuất của Trung Quốc. Mức truyền dẫn của tỷ giá danh nghĩa hiệu lực (NEER) vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam là 0.17. Mức truyền dẫn hoàn toàn của tỷ giá song phương VND/CNY (1.47) có thể là do các mặt hàng nhập khẩu từ Trung Quốc: xăng dầu, nguyên liệu chiếm tỷ trọng lớn. Do giá cả của các mặt hàng này chịu tác động mạnh từ của biến động tỷ giá hối đoái VND/CNY. Bên cạnh đó, có thể các nhà xuất khẩu vào Việt Nam không yết giá trên hợp đồng theo VNĐ mà gắn với các đồng tiền mạnh như USD hay CNY cũng có thể là nguyên nhân làm cho mức truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam là hoàn toàn. - Trong ngắn hạn, mức truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam là 0.30 và 0.64 tương ứng với CPI và PPI là chi phí sản xuất của Trung Quốc. Mức truyền dẫn của tỷ giá danh nghĩa hiệu lực (NEER) vào CPI là 0.16. Bên cạnh đó, chỉ số giá tiêu dùng (CPI) Việt Nam bị ảnh hưởng của chính CPI của 4 quý trước tức sự tăng giá có tính chu kỳ. - Trong giai đoạn nghiên cứu, mức truyền dẫn của tỷ giá vào chỉ số giá tiêu dùng có xu hướng tăng dần. Nghiên cứu cũng cho thấy lạm phát sau 1 quý sẽ có mối quan hệ ngược chiều, độ mở, độ chênh sản lượng (output gap) của nền kinh tế,
28. -21- sự biến động của tỷ giá hối đoái có mối quan hệ thuận với mức độ truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY vào chỉ số giá tiêu dùng CPI của Việt Nam. 2.2.7 Arvind Subramanian and Martin Kessler. 2013. “THE RENMINBI BLOC IS HERE: ASIA DOWN, REST OF THE WORLD TO GO?” Peterson Institute for International Economics, Working Paper, WP 12 – 19. Dữ liệu & mô hình nghiên cứu: Để đánh giá tầm quan trọng của đồng nhân dân tệ như một đồng tiền quốc tế, nghiên cứu áp dụng phương pháp theo Frankei và Wei (1994, 2007) với ý tưởng là đồng tiền mỗi quốc gia neo vào một rổ tiền tệ. Phương trình được sử dụng chạy hồi quy cho từng loại tiền tệ theo thời gian như sau: X US$ RMB EUR JPY t t t t t d ln 1 d ln 2 d ln 3 d ln 4 d ln t CHFt CHFt CHFt CHFt CHFt Trong đó: X là đồng tiền quốc tế mới nổi, bốn trong số các đồng tiền tham chiếu lớn nhất (đô la Mỹ, nhân dân tệ, euro, và yên Nhật) ở vế phải phương trình. Khi một trong các hệ số là cao, nó có nghĩa là đồng tiền đó là một đồng tiền quốc tế. Kiểm chứng sự nổi lên của đồng nhân dân tệ có liên kết với hội nhập thương mại, phương trình ước tính là: RMB ShTradeChina  CommonInflation China  Countryi Countryi Countryi China CommonFinancialShocksCountryi i Tất cả các biến bên vế phải liên quan đến mối quan hệ kinh tế của một quốc gia với Trung Quốc. Nghiên cứu cũng ước tính phương trình này với đồng đô la Mỹ, các biến bên vế phải lúc này sẽ có mối quan hệ kinh tế của một quốc gia với Hoa Kỳ. Trong nghiên cứu này, 52 quốc gia được chọn là những nước có nhiều khả năng cạnh tranh kinh tế với Trung Quốc, và có đồng tiền riêng. Dữ liệu tỷ giá hối đoái song phương từ nguồn Thomson Reuters, sản xuất và xuất nhập khẩu hàng hóa
29. -22- (trừ năng lượng: dầu), tài chính, lạm phát từ nguồn thương mại Liên Hiệp Quốc và IMF (2010). Nội dung & kết quả nghiên cứu: Đối với nền kinh tế thị trường mới nổi, bài nghiên cứu cho thấy trong 3 năm qua, đồng nhân dân tệ (RMB) đã ngày càng trở thành một loại tiền tệ mạnh. Như vậy, Đông Á đã có một khối nhân dân tệ, làm giảm tỷ trọng đồng đô la Mỹ. Trong khu vực này, 7 trong số 10 đồng tiền (Hàn Quốc, Indonesia, Malaysia, Philipines, Đài Loan, Singapore, và Thái Lan) liên kết đồng nhân dân tệ chặt chẽ hơn so với đồng đô la Mỹ, với tỷ trọng trung bình của đồng nhân dân tệ là lớn hơn khoảng 60% so với đồng đô la Mỹ. Nghiên cứu cho thấy rằng đồng tiền quốc tế, ở đây là đối với đồng nhân dân tệ, có liên quan đến hội nhập thương mại. Một sự so sánh giữa sự gia tăng của đồng yên trong cuối những năm 1980 và sự nổi lên của đồng nhân dân tệ ngày hôm nay cũng được đề cập trong bài nghiên cứu. Đối với các nước Đông Á, Nhật Bản chiếm 22.5% tổng số thương mại vào năm 1991 so với 24.4% của hôm nay cho thương mại với Trung Quốc. Tuy nhiên, sự tương phản đã nổi bật ở chỗ: Yên chưa bao giờ là đồng tiền quốc tế và không có khối yên, còn ngày hôm nay đồng nhân dân tệ có vẻ như đã trở nên là một loại tiền tệ mạnh. Mặt khác, mức độ thương mại với Nhật Bản của các nước Đông Á là lớn hơn nhiều so với thương mại của Trung Quốc. Tất nhiên, có thể bản chất của thương mại với 2 nước là khác nhau. Các nước Đông Á có lẽ cạnh tranh với nền kinh tế Trung Quốc thời điểm này là lớn hơn so với Nhật Bản vào đầu những năm 1990. Thêm vào đó, có thể do dòng vốn của Nhật Bản đã được đầu tư nhiều hơn của Trung Quốc ngày nay, và Nhật Bản đã có các công ty đa quốc gia tham gia vào thương mại nhiều hơn so với Trung Quốc chẳng hạn. Tóm lại, đồng nhân dân tệ có thể vượt qua đồng đô la Mỹ và trở thành một loại tiền tệ toàn cầu và nếu điều đó xảy ra thì ở thời điểm nào? Những triển vọng cho khối nhân dân tệ ảnh hưởng ra ngoài phạm vi Châu Á dựa trên tình hình của đồng nhân dân tệ và nếu thương mại là con đường duy nhất gây ra sự ảnh hưởng đó, thì
30. -23- một khối nhân dân tệ toàn cầu hơn có thể xuất hiện vào giữa những năm 2030 theo nghiên cứu này. Những cải cách lĩnh vực tài chính Trung Quốc và tác động từ bên ngoài phù hợp cho sự đảm bảo gia tăng của đồng nhân dân tệ sẽ có thể đẩy nhanh quá trình toàn cầu hóa này. 2.2.8 Miriam Campanella. 2014. “THE INTERNATIONALIZATION OF THE RENMINBI AND THE RISE OF A MULTIPOLAR CURRENCY SYSTEM” (Sự toàn cầu hóa của khối Nhân dân tệ và sự phát triển của hệ thống tiền tệ đa cực) Ecipe, Ecipe Working Paper: No. 01/2014. Dữ liệu nghiên cứu: Dữ liệu dự trữ ngoại hối của Trung Quốc, tỷ giá song phương, dư nợ và nhập khẩu của Trung Quốc từ nguồn IMF và OECD 2013. Nội dung & kết quả nghiên cứu: Sự giảm giá ổn định của đồng đô la Mỹ ít có tác động đến dự trữ chính thức của ngân hàng trung ương. Tuy nhiên, nhiều học giả của cuộc tranh luận về hệ thống tiền tệ thế giới đã có ý kiến rằng: cho dù đồng đô có thể vẫn giữ vai trò chủ đạo trong hệ thống tiền tệ quốc tế, tuy nhiên thực tế phát triển trong quan hệ trao đổi đã đưa ra lý do để hy vọng rằng chế độ tiền tệ thế giới đang thay đổi. Gần đây, Trung Quốc đã thực hiện nhiều biện pháp để quốc tế hóa đồng nhân dân tệ của nó, bao gồm một số thỏa thuận trao đổi song phương đã kí kết với ngân hàng trung ương khác, đã củng cố thêm xu hướng phát triển một cực khác của nền kinh tế phương Đông trong nền kinh tế thế giới. Trong bài viết này, tác giả kiểm tra khả năng gia tăng tốc độ quốc tế hóa của đồng nhân dân tệ Trung Quốc. Sự phát triển của thương mại và các khu vực sử dụng đồng nhân dân tệ đã làm cho nó trở thành đồng tiền tham chiếu mới của châu Á, vượt qua đồng đô la Mỹ. Những phát triển này chủ yếu là do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính và đã được hỗ trợ bởi hội nhập kinh tế và tài chính của khu vực. Như một đồng tiền để tham khảo khi cần thiết hoặc được lựa chọn, sự xuất hiện của đồng nhân dân tệ ở khu vực châu Á được thiết lập để làm suy yếu sự thống
31. -24- lĩnh thị trường của đồng đô la Mỹ. Bài nghiên cứu kết luận, sự phát triển của đồng nhân dân tệ như một đồng tiền quốc tế có thể tạo ra một hệ thống tiền tệ đa dạng hơn và giảm bớt rủi ro vốn có so với hệ thống tiền tệ tập trung chủ yếu vào đô la Mỹ như hiện nay.
32. -25- CHƢƠNG 3: MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU Để xây dựng mô hình nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ lên kinh tế vĩ mô Việt Nam, trong chương này tác giả trình bày các nội dung: Thiết kế và lựa chọn mô hình nghiên cứu. Dữ liệu và xử lý dữ liệu. 3.1 Mô hình nghiên cứu Tác giả sử dụng một mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR) để xem xét các tác động của tỷ giá CNY/USD đối với nền kinh tế Việt Nam. VAR là một hệ phương trình dạng rút gọn xem tất cả các biến trong mô hình như là những biến nội sinh. Ưu điểm chính của mô hình VAR là nó đáp ứng được các qui tắc thực nghiệm trong dữ liệu với ít ràng buộc nhất đối với mô hình. Khi có sự thiếu nhất quán về mặt lý thuyết đối với cách thức các biến vĩ mô tương quan với nhau và các mối quan hệ giữa chúng với nhau, nếu có, thì việc cần phải được làm sáng tỏ chúng là rất quan trọng. Tận dụng ưu điểm của kinh tế lượng dữ liệu chuỗi, tác giả tiến hành các bước sau: (1) kiểm định tính dừng, (2) ước lượng mô hình VAR, và (3) phân rã phương sai và hàm phản ứng xung. Ngoài việc cung cấp thông tin về đặc tính mang tính thời gian của các biến, bước (1) đòi hỏi các phân tích sơ bộ về chuỗi dữ liệu phù hợp với các đặc điểm riêng của mô hình VAR trong bước (2). Trong khi đó, bước (3) cung cấp các kết quả ước lượng của mô hình VAR ở dạng có thể dễ dàng diễn giải. Mô hình VAR được viết như sau: p X t Ao  Ak X t k et (3.1) k 1 Trong đó Xt là một véc tơ các biến có kích thước là nx1, Ao là một véc tơ hệ số chặn có kích thước nx1, Ak là một ma trận nxn hệ số hồi quy, et là một véc tơ phần dư có giá trị trung bình bằng 0 với kích thước nx1, và p là bậc tự hồi quy. Để ước lượng mô hình VAR, tác giả xác định độ trễ của VAR (ví dụ như p) để phần dư
33. -26- không có tự tương quan, phù hợp với kiểm định đồng liên kết của Johansen và Juselius. Đáng lưu ý rằng việc nên hay không nên sử dụng mô hình VAR không ràng buộc hoặc VECM (VAR có ràng buộc) đối với chuỗi đồng liên kết vẫn còn là một vấn đề đáng tranh cãi. Mô hình VECM cho ra các ước lượng hiệu quả và không làm mất những thông tin trong dài hạn. Tuy nhiên, không có gì đảm bảo rằng việc áp đặt ràng buộc đồng liên kết có thể là một nền tảng đáng tin cậy để ra các kết luận, chúng sẽ đúng trong trường hợp áp đặt các mối quan hệ đồng liên kết không phù hợp (Faust và Leeper 1997). Ramaswamy và Slok (1998) đưa ra thêm nhiều tranh luận bảo vệ cho mô hình VAR không ràng buộc. Cái đáng lưu ý nhất chính là việc diễn giải về mặt kinh tế gắn với các hàm phản ứng xung từ hai mô hình trên. Trong khi các hàm phản ứng xung của VECM có khuynh hướng đưa đến kết luận cho rằng các tác động của các cú sốc là vĩnh viễn, trong khi đối với mô hình VAR không ràng buộc lại cho phép dữ liệu quyết định là cú sốc vĩnh viễn hay tạm thời. Hơn nữa, cần lưu ý là mục tiêu của phân tích VAR không phải nhằm thu được các tham số ước lượng mà chính là để đánh giá mối quan hệ giữa các biến. Vì vậy, mô hình VAR không ràng buộc vẫn còn phù hợp và được sử dụng trong các nghiên cứu gần đây. Cũng cần lưu ý rằng việc sử dụng VAR không ràng buộc được thể hiện ở phương trình (3.1) cho phép sự tương tác qua lại giữa các biến. Điều này có nghĩa tỷ giá hối đoái CNY/USD cũng có thể bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi của các biến vĩ mô ở Việt Nam. Dường như không thực tế cho lắm khi cho rằng Việt Nam là một quốc gia nhỏ không có ảnh hưởng đến đồng Nhân dân tệ. Tuy nhiên, các trải nghiệm gần đây cho thấy, do dòng vốn luân chuyển nhanh giữa các quốc gia và hiện tượng đảo ngược bất ngờ của nó nên những quốc gia lớn như Trung Quốc không thể không bị ảnh hưởng bởi những biến động tài chính hoặc biến động tỷ giá từ những quốc gia nhỏ hơn trong vùng. Chẳng hạn, trong thị trường chứng khoán, Yang và Lim (2004) chứng minh rằng chỉ số chứng khoán Nhật Bản có quan hệ nhân quả Granger với các chỉ số Hàn Quốc, Philippines, và Singapore trước khi xảy ra khủng hoảng Châu
34. -27- Á và bởi chỉ số hàn Quốc, Malaysia, Philippines, và Thái Lan hậu khủng hoảng. Khalid và Kawai (2003) cho thấy thêm hướng nhân quả từ tỷ giá hối đoái của đồng tiền Philippines và Singapore đến đồng yên. Vì thế, tác giả cũng bao gồm tỷ giá hối đoái đồng Việt Nam trong mô hình, tác giả sử dụng VAR ở dạng không ràng buộc. Và để có kết quả đáng tin cậy, tác giả cũng ràng buộc phương trình tỷ giá nhân dân tệ – đô la Mỹ chỉ phụ thuộc vào giá trị trễ của chính nó. Từ mô hình VAR, tác giả mô phỏng phân rã phương sai và hàm phản ứng xung để đánh giá các tương tác động và mối quan hệ nhân quả giữa các biến trong mô hình. Phân rã phương sai cho thấy mức đóng góp phần trăm của từng cú sốc đối với sai số dự báo. Vì vậy, nó thể hiện mức ảnh hưởng của các cú sốc đến biến quan tâm. Hơn nữa, hàm phản ứng xung cho thấy mức thay đổi trực tiếp của một biến trước cú sốc của các biến khác có độ lớn 1 độ lệch chuẩn. Hàm này thể hiện được cả các tác động trực tiếp lẫn gián tiếp của các cú sốc đối với biến quan tâm và vì thế, cho phép chúng ta đánh giá mối liên hệ động giữa chúng. 3.2 Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu được sử dụng trong phân tích này được lấy theo quý trong giai đoạn từ quý 1 năm 2000 đến quý 2 năm 2013. Nguồn dữ liệu được lấy từ – data.imf.org/, và Tác giả xem xét 3 biến nội địa: sản lượng, giá cả, và cung tiền. Tác giả sử dụng tổng sản phẩm quốc nội (LGDP) và chỉ số giá tiêu dùng (LCPI) để đại diện cho sản lượng và giá cả. Những biến này phù hợp trong các phân tích kinh tế vĩ mô do chúng thể hiện trạng thái của thị trường hàng hóa. Cung tiền, được đại diện bởi cung tiền M1 (LM1), được kết hợp để phản ánh chính sách tiền tệ của quốc gia. Biến trọng tâm là tỷ giá hối đoái nhân dân tệ so với đô la Mỹ (LCNYUS). Cuối cùng, tác giả cũng kết hợp tỷ giá hối đoái đồng VND so với đô la Mỹ trên thị trường Việt Nam, cả hai tỷ giá đều là tỷ giá thực. Khi xem xét các kênh tác động của tỷ giá hối đoái đối với các biến kinh tế vĩ mô chẳng hạn như khả năng cạnh tranh quốc tế
35. -28- và những biến khác, tác giả tin rằng tỷ giá hối đoái thực thì phù hợp hơn. Tất cả các biến đều được lấy logarithm. Vì thế, cũng dựa trên nghiên cứu gốc ở mục 2.2.4 để định hướng phương pháp nghiên cứu, phân tích của tác giả bao gồm 5 biến: LGDP, LCPI, LM1, LCNYUS, và LVNDUS. Tác giả chỉ sử dụng 3 biến nội địa, mà tác giả tin rằng đủ để đại diện cho trạng thái của thị trường hàng hóa và thị trường tiền tệ. Cách xử lý số liệu: + Năm cơ sở: 2000 + GDP: chỉ số GDP của Việt Nam + CPI: chỉ số CPI được điều chỉnh về năm gốc: chọn kỳ gốc là quý 1 năm 2000 thì chỉ số CPI kỳ gốc là 100. CPI điều chỉnh thời điểm t được tính theo công thức: t CPIt CPI 0 100 (3.2) CPI 0 t Với CPI 0 là chỉ số CPI điều chỉnh thời điểm t CPIt là chỉ số CPI thực tế thời điểm t CPI0 là chỉ số CPI thực tế thời kỳ gốc + Chỉ số tỷ giá hối đoái của từng quốc gia được điều chỉnh về năm gốc, tương tự như cách điều chỉnh CPI, tính theo công thức sau: t Et e0 100 (3.3) E0 t Với e0 là chỉ số tỷ giá danh nghĩa điều chỉnh thời điểm t Et là tỷ giá danh nghĩa thời điểm t E0 là tỷ giá danh nghĩa thời kỳ gốc + Chỉ số tỷ giá thực song phương (CNYUS, VNUS) được tính theo công thức sau: P* RER e (3.4) P Với e là chỉ số tỷ giá danh nghĩa
36. -29- P* là giá nước ngoài P là giá trong nước Bảng 3.1: Dữ liệu các biến trong mô hình (Năm gốc: 2000) Kỳ CNYUS VNUS GDP CPI M1 2000 Q1 8.28 14,062 105.62 100.00 72,364,154,314,721 2000 Q2 8.52 14,456 106.72 98.46 77,630,898,747,390 2000 Q3 8.62 14,871 106.92 97.37 80,099,829,356,882 2000 Q4 8.51 15,168 107.56 98.00 87,433,429,502,728 2001 Q1 8.50 15,248 107.14 98.63 90,487,047,756,120 2001 Q2 8.67 15,879 106.90 97.67 95,815,829,611,044 2001 Q3 8.78 16,078 106.94 97.62 103,671,780,948,277 2001 Q4 8.68 16,020 106.68 98.22 107,915,269,243,077 2002 Q1 8.66 15,784 106.59 101.15 114,817,754,536,243 2002 Q2 8.87 15,958 107.04 101.60 116,298,875,391,836 2002 Q3 8.98 16,020 107.11 101.81 120,536,806,732,162 2002 Q4 8.92 16,005 107.43 102.60 119,880,576,776,729 2003 Q1 8.87 15,825 106.80 105.09 126,730,101,742,257 2003 Q2 9.00 15,916 106.46 105.25 136,420,559,141,548 2003 Q3 9.11 16,142 108.11 104.67 141,728,778,949,076 2003 Q4 8.86 16,148 107.88 105.25 149,202,277,257,208 2004 Q1 8.78 15,724 106.98 109.61 157,427,829,211,963 2004 Q2 8.88 15,503 107.08 112.76 169,773,363,800,323 2004 Q3 8.90 15,307 108.00 114.84 183,868,712,390,911 2004 Q4 8.88 15,310 108.81 115.67 186,592,684,222,283 2005 Q1 8.81 14,952 107.44 119.52 190,425,907,258,576 2005 Q2 8.99 14,895 108.04 121.85 198,767,184,290,301 2005 Q3 8.91 14,909 109.26 123.51 212,033,870,868,048
37. -30- 2005 Q4 8.86 14,767 108.78 125.50 226,348,763,115,438 2006 Q1 8.72 14,404 107.35 129.44 235,511,365,845,119 2006 Q2 8.88 14,553 107.42 130.85 242,640,067,716,252 2006 Q3 8.86 14,518 108.78 132.39 250,761,312,978,963 2006 Q4 8.57 14,229 109.08 133.92 271,905,410,359,169 2007 Q1 8.38 13,932 107.66 137.90 308,815,687,527,967 2007 Q2 8.38 14,027 107.99 140.48 341,084,967,489,424 2007 Q3 8.11 13,728 108.73 143.75 374,817,880,051,735 2007 Q4 7.81 13,419 109.16 148.19 403,902,751,448,901 2008 Q1 7.33 12,410 107.52 160.51 386,985,890,529,416 2008 Q2 7.31 12,043 105.82 174.91 349,216,529,800,343 2008 Q3 7.36 11,607 106.47 183.62 341,246,277,510,962 2008 Q4 7.24 11,624 105.82 183.12 401,519,317,869,306 2009 Q1 7.18 11,406 103.14 185.44 456,107,825,256,670 2009 Q2 7.31 11,453 104.46 186.64 519,324,396,195,195 2009 Q3 7.35 11,469 106.04 188.07 542,540,854,408,628 2009 Q4 7.30 11,914 106.90 191.54 522,501,106,170,891 2010 Q1 7.19 11,880 105.84 199.35 519,187,685,847,254 2010 Q2 7.19 11,755 106.44 202.43 561,369,064,736,112 2010 Q3 7.07 11,906 107.18 204.22 587,594,299,564,156 2010 Q4 6.85 11,487 107.34 212.31 576,277,128,370,408 2011 Q1 6.70 12,010 105.57 224.86 603,699,394,210,721 2011 Q2 6.70 11,324 105.68 241.64 595,948,841,740,122 2011 Q3 6.53 10,985 106.07 250.24 610,067,301,094,569 2011 Q4 6.43 10,893 106.10 254.40 630,009,860,350,059 2012 Q1 6.37 10,716 104.75 260.68 631,502,070,707,747 2012 Q2 6.48 10,735 104.80 262.36 674,318,432,440,249 2012 Q3 6.51 10,679 105.05 264.32 731,373,390,228,719
38. -31- 2012 Q4 6.42 10,377 105.44 272.11 770,027,286,396,274 2013 Q1 6.31 10,192 104.76 278.69 806,461,579,494,680 2013 Q2 6.28 10,318 105.00 279.54 843,407,927,981,677 (Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả dựa vào các nguồn dữ liệu từ IMF, ADB, OECD) CNYUS: tỷ giá thực nhân dân tệ Trung Quốc so với đô la Mỹ (CNY/USD) VNUS: tỷ giá thực đồng Việt Nam so với đô la Mỹ (VND/USD) GDP: chỉ số tổng sản phẩm quốc nội (đơn vị: %) CPI: chỉ số giá tiêu dùng (đơn vị: %) M1: lượng cung tiền (đơn vị: VND)
39. -32- CHƢƠNG 4: CÚ SỐC TỶ GIÁ ĐỒNG TIỀN THỨ BA TÁC ĐỘNG ĐẾN CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2000 – 2013 Trong chương này, tác giả trình bày các nội dung sau: Kiểm định nghiệm đơn vị các biến. Ước lượng mô hình VAR. Phân rã phương sai và hàm phản ứng xung. 4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị các biến Trước khi tiến hành ước lượng VAR, tác giả tiến hành các phân tích sơ bộ về các đặc điểm mang tính thời gian của dữ liệu. Tác giả tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị ADF và PP cho từng chuỗi. Tác giả áp dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị được sử dụng rộng rãi Dickey – Fuller mở rộng (ADF) và Phillips – Perron (PP) để xác định tính dừng của các biến. Để kiểm định đồng liên kết, tác giả sử dụng các tiếp cận dựa trên VAR của Johansen (1988) và Johansen & Juselius (1990). Johansen (1988) và Johansen & Juselius (1990) đã phát triển 2 kiểm định để xác định số véc tơ đồng liên kết – kiểm định vết (trace test) và kiểm định giá trị riêng tối đa (maximal eigenvalue test). Trị thống kê vết kiểm định giả thiết không, có nhiều nhất r véc tơ đồng liên kết, trái với giả thiết đối thông thường. Trong khi đó, kiểm định giá trị riêng tối đa thì dựa trên giả thuyết không, số lượng véc tơ đồng liên kết là r, còn giả thiết đối thì số lượng véc tơ đồng liên kết là r+1. Cần lưu ý rằng, bằng cách thực thi kiểm định Johansen & Juselius, việc lựa chọn bậc VAR hợp lý là một vấn đề bị tranh cãi nhiều. Trong khi có nhiều tiêu chuẩn thông tin (information criteria – IC) có thể được sử dụng để xác định độ trễ, Cheung và Lai (1993) cho rằng việc lựa chọn độ trễ bằng cách sử dụng các tiêu chuẩn thông tin có thể không thích hợp khi có sự hiện diện của số hạng sai số trung bình trượt (moving average – MA). Tuy nhiên, Hall (1989) và Johansen (1992) đề nghị xác định độ trễ để phần
40. -33- dư của mô hình VAR không bị tự tương quan. Vì vậy, trong nghiên cứu này, tác giả xác định độ trễ theo cách của họ. Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF và PP Giá trị tới hạn Kết Kết Biến ADF DW PP DW 1% 5% luận luận Không Không LCNYUS -4.17 -3.51 -2.21 2.16 -2.42 1.54 dừng dừng Không LVNUS -4.14 -3.50 -3.55 Dừng 1.96 -3.49 1.96 dừng Không Không LGDP -3.57 -2.92 -2.03 1.98 -2.73 1.77 dừng dừng Không Không LCPI -4.14 -3.50 -2.56 1.63 -2.78 1.04 dừng dừng Không LM1 -4.14 -3.50 -3.60 Dừng 1.75 -1.98 1.13 dừng D(LCNYUS) -3.58 -2.93 -3.15 Dừng 1.98 -5.46 Dừng 1.89 D(LVNUS) -2.61 -1.95 -13.56 Dừng 2.22 -5.89 Dừng 2.14 D(LGDP) -2.62 -1.95 -2.62 Dừng 1.92 -9.66 Dừng 2.02 D(LCPI) -2.61 -1.95 -2.54 Dừng 1.76 -2.74 Dừng 1.76 D(LM1) -2.62 -1.95 -6.93 Dừng 2.19 -2.86 Dừng 1.79 (Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả trên phần mềm Eview 6.0 – chi tiết xem phần phụ lục 6) Như có thể thấy trên bảng 4.1, cả hai kiểm định ADF và PP đều không có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 về việc tồn tại nghiệm đơn vị đối với các biến LCNYUS, LGDP, LCPI. Tuy nhiên, ở mức ý nghĩa 1%, các sai phân bậc 1 của những biến này đều dừng. Nói cách khác, chúng dừng ở bậc 1 hoặc I(1). Đối với trường hợp của
41. -34- biến LVNUS, LM1 kết quả cho thấy có sự mâu thuẫn. Kiểm định ADF cho thấy LVNUS, LM1 là dừng. Tuy nhiên, kiểm định PP cho thấy sai phân bậc nhất của LVNUS, sai phân LM1 là dừng. Kết quả mâu thuẫn này buộc tác giả phải tiến hành đánh giá tính ngẫu nhiên của LVNUS, LM1. Cụ thể, tác giả vẽ biểu đồ tương quan của LVNUS, LM1 ở các bậc cũng như ở mức sai phân bậc nhất. Tác giả thấy rằng sự tự tương quan của LVNUS, LM1 các mức giảm dần trong khi sự tự tương quan của LVNUS, LM1 sai phân bậc 1 giảm nhanh. Điều này cho thấy có tiến trình dừng bậc nhất. Vì vậy, tương tự như các biến khác, tác giả xem LVNUS, LM1 là một chuỗi dừng bậc nhất, I(1). 4.2 Mô hình VAR 4.2.1 Lựa chọn độ trễ tối ưu Trước khi chạy mô hình VAR phân tích tương quan giữa các biến, tác giả kiểm định bước trễ để lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình VAR. Kết quả kiểm định được thể hiện qua bảng sau: Bảng 4.2: Bảng độ trễ tối ưu Lựa chọn độ trễ mô hình VAR Các biến: D(LCPI) D(LCNYUS) D(LVNUS) D(LGDP) D(LM1) Mẫu: 2000Q1 2013Q2 Quan sát: 47 Độ trễ Log L LR FPE AIC SC HQ 0 818.4407 NA 6.38e –22 –34.61450 –34.41767 –34.54043 1 882.0780 111.0268 1.24e–22 –36.25864 –35.07769* –35.81424* 2 912.2026 46.14837* 1.04e–22* –36.47671 –34.31164 –35.66198 3 925.6370 17.72197 1.87e–22 –35.98455 –32.83537 –34.79949 4 958.5356 36.39838 1.63e–22 –36.32066 –32.18735 –34.76527 5 989.5177 27.68619 1.80e–22 –36.57522 –31.45779 –34.64950 6 1016.016 18.04110 3.17e–22 –36.63896* –30.53741 –34.34291 * ch ỉ ra độ trễ được chọn d ựa trên tiêu chu ẩn LR: sequential modified LR test statistic (ở mức ý nghĩa 5%) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion
42. -35- HQ: Hannan–Quinn information criterion (Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả trên phần mềm Eview 6.0) Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu được thể hiện trong bảng 4.2 với các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ khác nhau (LR, FPE, AIC, SC, HQ), các tiêu chuẩn chọn độ trễ tối ưu là 1 và 2 quý. Vì vậy, trong nghiên cứu này, tác giả chọn bước trễ là 1 quý cho mô hình dựa trên các tiêu chuẩn thông tin SC và HQ. 4.2.2 Kiểm tra tính ổn định Dựa vào biểu đồ kiểm định, chúng ta thấy được rằng không có điểm nào nằm ngoài vòng tròn đơn vị, nghĩa là mô hình VAR lấy các biến sai phân bậc 1 đáp ứng các điều kiện ổn định (các chuỗi dừng chung ở sai phân bậc 1 theo kiểm định ADF thỏa điều kiệnI ncầvne đrểs ech Rạyo môots hình of AVARR C). haracteristic Polynomial 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 Hình 4.1: Kiểm tra tính ổn định của mô hình VAR
43. -36- 4.3 Phân tích mô hình VAR Tác giả ước lượng VAR bằng cách sử dụng các biến cùng bậc sai phân mà chúng có tính dừng. Độ trễ 1 được tìm thấy đủ để phần dư của mỗi phương trình trong mô hình VAR không bị tự tương quan. Từ VAR, tác giả thực hiện phân rã phương sai và hàm phản ứng xung để sử dụng cho việc giải thích. 4.3.1 Hàm phản ứng xung Tác giả sử dụng phép phân rã Cholesky theo như đề nghị của Sims (1980) để nhận diện các cú sốc trong mô hình. Tuy nhiên, phương pháp này rất nhạy cảm với trật tự của các biến. Trong nghiên cứu này, tác giả sắp xếp các biến theo thứ tự: D(LCNYUS), D(LVNUS), D(LGDP), D(LCPI), D(LM1). Trật tự này phản ánh sự chú ý của tác giả về hiện tượng ngoại sinh hoặc nội sinh của những biến này. Việc tỷ giá đồng nhân dân tệ mang tính ngoại sinh nhiều nhất trong số các biến là một điều hợp lý. Hơn nữa, do tỷ giá VND được ổn định hóa và neo theo đồng USD nên nó có thể được xếp kế tiếp. Được xếp tiếp theo lần lượt là những biến đại diện cho thị trường hàng hóa và thị trường tiền tệ. GDP và giá cả thì chậm điều chỉnh, vì thế chúng được xem như mang tính ngoại sinh hơn so với cung tiền. Hình 4.2 thể hiện các phản ứng của D(LGDP), D(LCPI), và D(LM1) đối với cú sốc ở các biến khác trong hệ thống trong khi bảng 4.4 trình bày kết quả phân rã phương sai của chúng. Lưu ý rằng tác giả trình bày các hàm phản ứng xung cùng với hai biên độ lệch chuẩn, nếu hai biên độ chứa giá trị 0, phản ứng của biến đối với các cú sốc trong các biến khác là không có ý nghĩa.
44. -37- Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of DLGDP to DLCNYUS Response of DLGDP to DLVNUS .003 .003 .002 .002 .001 .001 .000 .000 -.001 -.001 -.002 -.002 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DLGDP to DLCPI Response of DLGDP to DLM1 .003 .003 .002 .002 .001 .001 .000 .000 -.001 -.001 -.002 -.002 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Hình 4.2: Hàm phản ứng xung của DLGDP Phản ứng của DLGDP: Quý DLCNYUS DLVNUS DLCPI DLM1 1 0.000264 0.000468 0.000000 0.000000 (0.00041) (0.00041) (0.00000) (0.00000) 2 0.001461 -0.00014 0.000334 0.000813 (0.00038) (0.00041) (0.00033) (0.00039) 3 0.000228 -0.00024 -6.00E-05 -0.00019 (0.00034) (0.00034) (0.00023) (0.00027) 4 -0.00052 1.39E-05 -0.00022 -0.00049 (0.00029) (0.00020) (0.00018) (0.00026) 5 -6.33E-05 9.00E-05 -1.85E-05 1.63E-05 (0.00022) (0.00014) (8.3E-05) (0.00016) 6 0.000263 -1.19E-05 7.51E-05 0.000198
45. -38- (0.00018) (9.1E-05) (8.2E-05) (0.00015) 7 5.76E-05 -4.64E-05 -5.57E-07 -8.17E-06 (0.00013) (6.7E-05) (5.4E-05) (0.00010) 8 -0.00011 2.37E-07 -4.10E-05 -9.46E-05 (0.00011) (4.6E-05) (4.8E-05) (8.9E-05) 9 -2.60E-05 1.93E-05 -5.75E-06 -3.23E-06 (7.9E-05) (3.2E-05) (2.7E-05) (6.0E-05) 10 4.98E-05 -1.50E-07 1.59E-05 4.12E-05 (6.3E-05) (2.2E-05) (2.3E-05) (5.0E-05) Giải thích hàm phản ứng xung của DLGDP từ hình 4.2: Phản ứng của DLGDP với cú sốc DLCNYUS: Với sự gia tăng một độ lệch chuẩn trong DLCNYUS tức đồng CNY giảm giá so với USD, DLGDP phản ứng cùng chiều từ kì 1 đến hơn 3 kì, sau đó giảm từ sau 3.5 kì đến gần 5.5 kì, rồi dần trở về cân bằng và tắt phản ứng xung. Do Trung Quốc không phải là đối tác đầu tư hàng đầu của Việt Nam nên đồng CNY giảm giá không ảnh hưởng nhiều đến dòng vốn đầu tư trực tiếp, cho nên sản lượng GDP ít bị ảnh hưởng. Phản ứng của DLGDP với cú sốc DLVNUS: Cú sốc mất giá của VND làm GDP giảm sau 2 đến 4 kì. Phản ứng của DLGDP với cú sốc DLCPI: DLGDP dao động xung quanh trục 0, xem như phản ứng không có ý nghĩa đối với cú sốc trong DLCPI. Phản ứng của DLGDP với cú sốc DLM1: Khi Việt Nam thực hiện chính sách nới lỏng tiền tệ tức tăng cung tiền M1 thì tăng trưởng có xu hướng tăng, thể hiện qua việc tăng tổng sản lượng GDP, tăng cao nhất là sau 2 kì. Điều này có nghĩa là tăng trưởng cung tiền có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Từ sau kì thứ 3 đến kì 5, GDP giảm rồi tắt xung và trở về vị trí cân bằng.
46. -39- Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of DLCPI to DLCNYUS Response of DLCPI to DLVNUS .006 .006 .004 .004 .002 .002 .000 .000 -.002 -.002 -.004 -.004 -.006 -.006 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DLCPI to DLGDP Response of DLCPI to DLM1 .006 .006 .004 .004 .002 .002 .000 .000 -.002 -.002 -.004 -.004 -.006 -.006 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Hình 4.3: Hàm phản ứng xung của DLCPI Phản ứng của DLCPI: Quý DLCNYUS DLVNUS DLGDP DLM1 1 -0.00246 -0.00204 -0.00044 0.000000 (0.00074) (0.00067) (0.00064) (0.00000) 2 -0.0039 0.001386 0.001157 -0.00042 (0.00085) (0.00084) (0.00078) (0.00072) 3 -0.00261 0.000834 0.003445 -7.76E-05 (0.00097) (0.00080) (0.00088) (0.00083) 4 -0.00036 0.000482 0.001647 0.000948 (0.00088) (0.00062) (0.00082) (0.00081) 5 -4.84E-05 6.82E-05 -0.00037 0.000481 (0.00066) (0.00031) (0.00064) (0.00054) 6 -0.00054 5.78E-05 -0.00012 -0.00013
47. -40- (0.00043) (0.00018) (0.00049) (0.00029) 7 -0.00041 0.000122 0.000519 -6.18E-05 (0.00028) (0.00013) (0.00037) (0.00020) 8 -7.63E-06 6.55E-05 0.000284 0.000153 (0.00021) (0.00010) (0.00027) (0.00017) 9 5.09E-05 -3.12E-06 -0.00011 9.06E-05 (0.00017) (6.2E-05) (0.00021) (0.00011) 10 -6.96E-05 -2.06E-06 -6.72E-05 -3.26E-05 (0.00012) (4.3E-05) (0.00016) (7.3E-05) Giải thích hàm phản ứng xung của DLCPI từ hình 4.3: từ hình, ta có thể nhận thấy DLCPI phản ứng có ý nghĩa thống kê với cú sốc trong tất cả các biến. Phản ứng của DLCPI với cú sốc DLCNYUS: Với sự gia tăng một độ lệch chuẩn trong DLCNYUS tức đồng CNY giảm giá, DLCPI đã có một sự sụt giảm lớn từ 1 kì sau đó đến hơn 5 kì thì giảm dần. DLCPI đặt biệt giảm mạnh vào sau 2 kì – DLCNYUS gia tăng một độ lệch chuẩn làm cho DLCPI sụt giảm 0.3902%. Điều này được giải thích là do Việt Nam phụ thuộc nhập khẩu từ Trung Quốc, từ năm 2000 đến 2013 Trung Quốc liên tục là nước đứng đầu về nhập khẩu của Việt Nam, khi có một sự sụt giảm của đồng CNY có nghĩa là giá cả đầu vào của sản xuất ở Việt Nam trở nên rẻ hơn, cho nên giá cả sản phẩm đầu ra cũng rẻ hơn, dẫn đến chỉ số giá tiêu dùng giảm. Kết quả này phù hợp với quan điểm cho rằng sự biến động trong loại tiền tệ thứ 3 (chẳng hạn như tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ) có thể có ý nghĩa đối với một quốc gia sử dụng đồng đô la Mỹ làm trọng yếu trong chính sách tỷ giá như Việt Nam cụ thể là tác động vào kênh chi phí. Phản ứng của DLCPI với cú sốc DLVNUS: Với sự gia tăng một độ lệch chuẩn trong DLVNDUS tức đồng Việt Nam bị mất giá, DLCPI tăng từ sau 1.5 kì đến kì 5 mới tắt xung. Khi VND bị mất giá, có nghĩa là phải mất một lượng tiền lớn hơn để đổi lấy lượng hàng hóa tương ứng so với thời điểm trước khi bị mất giá, nói cách khác giá hàng hóa trở nên đắt đỏ hơn => gia tăng chỉ số CPI, phù hợp với khung lý thuyết chung.
48. -41- Phản ứng của DLCPI với cú sốc DLGDP: CPI, M1 phản ứng tương đối mạnh mẽ khi nền kinh tế tăng trưởng cao thể hiện qua việc tăng trưởng sản lượng trong nước. Trước cú sốc về tăng trưởng trong nước (trạng thái nền kinh tế tăng trưởng quá nóng), chỉ số CPI biến động mạnh theo chiều hướng tăng cao trong 5 quý, đỉnh điểm là sau 3 quý, trước cú sốc một độ lệch chuẩn DLGDP, DLCPI tăng 0.3445%. Sau 5 quý, CPI dần trở về vị trí ổn định. Phản ứng của DLCPI với cú sốc DLM1: Khi tăng lượng cung tiền M1 tức DLM1 tăng, DLCPI sụt giảm từ sau 1 kì đến giữa sau 3 kì, từ sau 3 kì đến giữa sau 6 kì, DLCPI gia tăng và tăng cao nhất khoảng sau 4 kì, sau đó DCPI dần trở về vị trí cân bằng và tắt xung. Khi chính phủ tăng lượng cung tiền, sẽ làm cho lượng tiền trong lưu thông gia tăng, nếu lượng hàng hóa trong nền kinh tế không gia tăng thích hợp, dẫn đến tiền nhiều hơn hàng => giá cả hàng hóa đắt đỏ hơn => gia tăng lạm phát hay gia tăng chỉ số giá tiêu dùng CPI.
49. -42- Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of DLM1 to DLCNYUS Response of DLM1 to DLVNUS .010 .010 .005 .005 .000 .000 -.005 -.005 -.010 -.010 -.015 -.015 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DLM1 to DLGDP Response of DLM1 to DLCPI .010 .010 .005 .005 .000 .000 -.005 -.005 -.010 -.010 -.015 -.015 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Hình 4.4: Hàm phản ứng xung của DLM1 Phản ứng của DLM1: Quý DLCNYUS DLVNUS DLGDP DLCPI 1 -0.00268 0.003743 -0.00288 -0.00916 (0.00253) (0.00249) (0.00245) (0.00226) 2 0.001832 -0.00236 -0.00406 -0.00588 (0.00233) (0.00266) (0.00246) (0.00210) 3 0.001710 -0.00099 -0.00387 -0.00301 (0.00200) (0.00122) (0.00205) (0.00175) 4 0.000518 -0.0006 -0.00159 -0.00191 (0.00161) (0.00075) (0.00153) (0.00131) 5 0.000490 -0.00022 -0.00015 -0.00099 (0.00105) (0.00043) (0.00118) (0.00093)
50. -43- 6 0.000666 -0.00017 -0.00034 -0.00044 (0.00060) (0.00024) (0.00073) (0.00062) 7 0.000377 -0.00015 -0.00055 -0.00027 (0.00040) (0.00017) (0.00046) (0.00042) 8 6.48E-05 -7.04E-05 -0.00021 -0.0002 (0.00031) (0.00012) (0.00033) (0.00029) 9 3.98E-05 -1.55E-05 4.36E-05 -0.00011 (0.00022) (7.6E-05) (0.00025) (0.00018) 10 9.37E-05 -1.50E-05 -1.24E-05 -3.70E-05 (0.00014) (4.8E-05) (0.00017) (0.00011) Giải thích hàm phản ứng xung của DLM1 từ hình 4.4: Phản ứng của DLM1 với cú sốc DLCNYUS: đồng Nhân dân tệ bị mất giá thì cung tiền M1 tăng từ sau 2 quý đến sau 4 quý và sau đó dần trở về vị trí cân bằng. Phản ứng của DLM1 với cú sốc DLVNUS: Đồng Việt Nam bị mất giá, Việt Nam thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ, giảm lượng cung tiền từ sau 2 quý đến sau 6 quý. Phản ứng của DLM1 với cú sốc DLGDP: Trước trạng thái nền kinh tế tăng trưởng quá nóng, CPI tăng cao, chính sách tiền tệ có xu hướng thắt chặt thể hiện lượng cung tiền giảm trong thời gian này. Sau khoảng thời gian kiểm soát lạm phát, cung tiền M1 trở về vị trí cân bằng để hỗ trợ cho hoạt động sản xuất kinh doanh trong nước. Phản ứng của DLM1 với cú sốc DLCPI: Qua biểu đồ, chúng ta thấy diễn biến của nền kinh tế về việc điều hành chính sách tiền tệ trước cú sốc về lạm phát trong nước tăng cao là hợp lý và phù hợp về mặt lý thuyết kinh tế. Khi chỉ số CPI tăng cao, tác động tiêu cực đến nền kinh tế thì phản ứng tức thì của chính sách tiền tệ là điều chỉnh giảm mạnh lượng tiền cung ứng. 4.3.2. Phân rã phương sai Kết quả phân rã phương sai từ bảng 4.4 xác nhận những phát hiện đã được đề cập và cung cấp thêm thông tin về tầm quan trọng của tỷ giá đồng Nhân dân tệ – đô
51. -44- la Mỹ đối với chỉ số giá tiêu dùng. Tỷ lệ phương sai sai số dự báo của DLCPI được đóng góp bởi cú sốc trong DLCNYUS chiếm tỷ lệ rất cao từ sau 1 quý, cao nhất là thời điểm sau 2 quý hơn 37% (phù hợp với hàm phản ứng xung), ngược lại biến động của DLVNUS chỉ chiếm khoảng 8–10%. Đối với DLGDP, sau 2 quý, biến động của đồng nhân dân tệ chiếm khoảng 16–18% sự thay đổi trong DLGDP trong khi biến động của VND là không đáng kể. Sự thay đổi của DLCNYUS và DLVNUS đóng góp không đáng kể trong phương sai sai số dự báo của DLM1: chỉ từ 2–5%. Ngoại trừ các tác động của những tỷ giá hối đoái này, cần lưu ý rằng chỉ số giá CPI cũng có ảnh hưởng đến sự biến động trong cung tiền, phù hợp với hàm phản ứng xung. Bảng 4.4: Phân rã phương sai Quý DLCNYUS DLVNUS DLGDP DLCPI DLM1 A. Phân rã phương sai c ủa DLGDP 1 0.783710 2.468451 96.74784 0.000000 0.000000 2 18.17043 1.975610 73.48522 0.917940 5.450795 3 15.63838 2.042707 76.69466 0.796870 4.827380 4 16.84970 1.966758 73.89292 1.077734 6.212892 5 16.43054 1.967364 74.50014 1.051483 6.050480 6 16.75456 1.953485 73.95429 1.079910 6.257752 7 16.67493 1.955522 74.07564 1.073411 6.220504 8 16.72474 1.952757 73.97090 1.082657 6.268951 9 16.70979 1.952877 73.99392 1.081621 6.261792 10 16.72088 1.952324 73.97303 1.082926 6.270841 B. Phân rã phương sai c ủa DLCPI 1 19.24868 13.24643 0.627082 66.87781 0.000000 2 37.13379 10.60570 2.681915 49.27035 0.308248 3 35.73275 8.621132 17.07407 38.33959 0.232462 4 33.60335 8.347683 19.21695 37.54271 1.289309 5 33.28410 8.273190 19.19095 37.70092 1.550837 6 33.48181 8.241213 19.12562 37.58637 1.564993 7 33.49381 8.213646 19.33669 37.39491 1.560941 8 33.44416 8.206473 19.40224 37.36116 1.585965 9 33.43585 8.203701 19.40852 37.35691 1.595022 10 33.43736 8.202687 19.41139 37.35250 1.596067
52. -45- C. Phân rã phương sai của DLM1 1 2.130671 4.154243 2.455836 24.87472 66.38453 2 2.528760 4.697971 5.943682 28.42521 58.40437 3 3.016847 4.607162 8.906187 28.57723 54.89258 4 3.030091 4.615702 9.326539 28.94740 54.08026 5 3.074082 4.612883 9.304316 29.07905 53.92967 6 3.166070 4.611321 9.313738 29.07145 53.83742 7 3.193530 4.610886 9.368920 29.05277 53.77390 8 3.193638 4.610799 9.376471 29.05413 53.76496 9 3.193857 4.610666 9.376510 29.05539 53.76357 10 3.195704 4.610606 9.376321 29.05500 53.76237 4.4 Phân tích bổ sung thêm 4.4.1 Mô hình VAR thay biến Các kết quả được trình bày ở trên có thể rất nhạy cảm với các thông số của mô hình, cụ thể như việc lựa chọn các biến tiền tệ, thước đo tỷ giá hối đoái, hoặc thậm chí là các thông số của VAR. Hơn nữa, thay vì cung tiền thì lãi suất cũng có thể được sử dụng để thể hiện chính sách tiền tệ của một quốc gia. Vì thế, trong một vài nghiên cứu trước đây, chẳng hạn như của Bahmani – Oskooee (1998) and McKinnon and Schnabl (2003), tỷ giá hối đoái danh nghĩa được sử dụng. Với những quan điểm trên, đầu tiên tác giả đánh giá liệu các kết quả cơ bản có vững chắc với các thước đo khác của chính sách tiền tệ, tỷ giá hối đoái hay không. Hai mô hình VAR khác đã được xem xét. Mô hình thứ nhất sử dụng lãi suất huy động (LIR) để đo lường chính sách tiền tệ. Tiếp theo, tác giả đưa tỷ giá hối đoái danh nghĩa đối với cả LVNUS và LCNYUS (LNVNUS, LNCNYUS) vào mô hình thứ hai. Do Việt Nam áp dụng tỷ giá hối đoái cố định chính thức theo đồng đô la Mỹ nhằm tránh tác động của cuộc khủng hoảng châu Á.
53. -46- Bảng 4.5: Dữ liệu các biến thay thế trong mô hình (Năm gốc: 2000) Kỳ NCNYUS NVNUS IR 2000 Q1 8.2787 14,062 3.60 2000 Q2 8.2782 14,085 3.58 2000 Q3 8.2798 14,215 3.54 2000 Q4 8.2774 14,514 3.89 2001 Q1 8.2777 14,545 5.24 2001 Q2 8.2767 14,845 4.96 2001 Q3 8.2768 15,003 5.20 2001 Q4 8.2768 15,084 5.82 2002 Q1 8.2774 15,250 5.90 2002 Q2 8.2771 15,321 6.39 2002 Q3 8.2772 15,347 6.70 2002 Q4 8.2773 15,403 6.80 2003 Q1 8.2774 15,443 6.87 2003 Q2 8.2774 15,499 7.04 2003 Q3 8.2770 15,557 6.61 2003 Q4 8.2767 15,646 5.97 2004 Q1 8.2770 15,724 5.97 2004 Q2 8.2766 15,723 5.97 2004 Q3 8.2766 15,755 6.22 2004 Q4 8.2765 15,777 6.53 2005 Q1 8.2765 15,823 6.54 2005 Q2 8.2765 15,857 7.20 2005 Q3 8.0920 15,895 7.31 2005 Q4 8.0702 15,916 7.53 2006 Q1 8.0170 15,927 7.61 2006 Q2 7.9956 15,996 7.61
54. -47- 2006 Q3 7.9087 16,055 7.65 2006 Q4 7.8087 16,054 7.65 2007 Q1 7.7342 16,024 7.67 2007 Q2 7.6155 16,125 7.58 2007 Q3 7.5108 16,105 7.44 2007 Q4 7.3046 16,114 7.28 2008 Q1 7.0190 15,960 9.12 2008 Q2 6.8591 16,514 13.80 2008 Q3 6.8183 16,517 16.99 2008 Q4 6.8346 16,977 11.01 2009 Q1 6.8359 16,954 6.88 2009 Q2 6.8319 16,953 7.33 2009 Q3 6.8290 16,991 7.90 2009 Q4 6.8282 17,941 9.53 2010 Q1 6.8263 18,544 10.26 2010 Q2 6.7909 18,544 11.12 2010 Q3 6.7011 18,932 11.10 2010 Q4 6.6229 18,932 12.29 2011 Q1 6.5564 20,703 13.96 2011 Q2 6.4716 20,618 14.00 2011 Q3 6.3549 20,628 14.00 2011 Q4 6.3009 20,828 14.00 2012 Q1 6.2943 20,828 13.65 2012 Q2 6.3249 20,828 10.68 2012 Q3 6.3410 20,828 9.00 2012 Q4 6.2896 20,828 8.68 2013 Q1 6.2742 20,828 7.86 2013 Q2 6.1779 21,036 7.04
55. -48- (Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả dựa vào các nguồn dữ liệu từ IMF, ADB, OECD) NCNYUS: tỷ giá danh nghĩa nhân dân tệ Trung Quốc so với đô la Mỹ (CNY/USD) NVNUS: tỷ giá danh nghĩa đồng Việt Nam so với đô la Mỹ (VND/USD) IR: lãi suất huy động (đơn vị: %) Tác giả ước lượng mô hình VAR cùng bậc (không ràng buộc) cho các chuỗi dừng ở sai phân bậc 1 đối với từng mô hình. Với sự ảnh hưởng của tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ cho trước và nhằm mục đích so sánh ảnh hưởng của tỷ giá Việt Nam – Đô la Mỹ đối với các biến nội địa, tác giả chỉ trình bày hàm phản ứng xung và phân rã phương sai của 3 biến nội địa trước các cú sốc trong 2 loại tỷ giá trên. Từ hình 4.5, 4.6 thể hiện hàm phản ứng xung của 2 mô hình, trong khi từ bảng 4.6.A-B thể hiện kết quả phân rã phương sai. Nhìn chung, các kết quả cơ bản được trình bày trước đây khá là vững chắc đối với các thước đo chính sách tiền tệ cũng như tỷ giá hối đoái. Mô hình thứ nhất: thay biến DLM1 bằng DLIR A. DLCNYUS, DLVNUS, DLGDP, DLCPI, DLIR
56. -49- Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of DLGDP to DLVNUS Response of DLCPI to DLVNUS Response of DLIR to DLVNUS .003 .004 .02 .002 .002 .01 .001 .000 .00 .000 -.002 -.01 -.001 -.004 -.02 -.002 -.006 -.03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DLGDP to DLCNYUS Response of DLCPI to DLCNYUS Response of DLIR to DLCNYUS .003 .004 .02 .002 .002 .01 .001 .000 .00 .000 -.002 -.01 -.001 -.004 -.02 -.002 -.006 -.03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Hình 4.5: Hàm phản ứng xung của mô hình thứ nhất Giải thích hàm phản ứng xung từ hình 4.5: khi thay biến cung tiền M1 bằng lãi suất IR, các kết quả thể hiện thu được là giống như hàm phản ứng xung từ hình 4.4 – 4.6, một sự giảm cung tiền tương đương với gia tăng lãi suất. Khi có một sự biến động trong DLVNUS có nghĩa là đồng VND mất giá, Việt Nam thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ bằng cách giảm lượng cung tiền M1 (hình 4.4) tương ứng với gia tăng lãi suất (hình 4.5) Mô hình thứ hai: thay biến DLCNYUS, DLVNUS bằng DLNCNYUS, DLNVNUS B. DLNCNYUS, DLNVNUS, DLGDP, DLCPI, DLM1
57. -50- Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of DLGDP to DLNVNUS Response of DLCPI to DLNVNUS Response of DLM1 to DLNVNUS .003 .006 .015 .004 .002 .010 .002 .001 .005 .000 .000 .000 -.002 -.005 -.001 -.004 -.002 -.006 -.010 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DLGDP to DLNCNYUS Response of DLCPI to DLNCNYUS Response of DLM1 to DLNCNYUS .003 .006 .015 .004 .002 .010 .002 .001 .005 .000 .000 .000 -.002 -.001 -.005 -.004 -.002 -.006 -.010 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Hình 4.6: Hàm phản ứng xung của mô hình thứ hai Giải thích hàm phản ứng xung từ hình 4.6: thay tỷ giá hối đoái thực DLCNYUS, DLVNUS bằng tỷ giá hối đoái danh nghĩa DLNCNYUS, DLNVNUS, kết quả cho thấy các thước đo tỷ giá hối đoái, cho dù là danh nghĩa hay thực tế, dường như đều không có tác động khác biệt đáng kể đối với biến động chỉ số giá CPI. Bảng 4.6: Phân rã phương sai _ phân tích bổ sung thêm Mô hình thứ nhất: thay biến DLM1 bằng DLIR A. DLCNYUS, DLVNUS, DLGDP, DLCPI, DLIR VDC of DLGDP: VDC of DLCPI: VDC of DLIR: Quý DLCNYUS DLVNUS DLCNYUS DLVNUS DLCNYUS DLVNUS 1 0.36 1.10 17.10 12.37 0.37 0.39 2 19.37 1.37 36.90 10.74 1.90 0.56 3 17.40 1.38 36.34 8.66 3.00 0.61 4 18.65 1.35 34.40 8.34 2.97 0.62 5 18.34 1.34 34.03 8.26 3.05 0.62 6 18.67 1.34 34.17 8.23 3.06 0.62
58. -51- 7 18.65 1.34 34.23 8.20 3.09 0.62 8 18.67 1.34 34.18 8.19 3.09 0.62 9 18.67 1.34 34.18 8.19 3.09 0.62 10 18.68 1.34 34.17 8.19 3.09 0.62 Mô hình thứ hai: thay biến DLCNYUS, DLVNUS bằng DLNCNYUS, DLNVNUS B. DLNCNYUS, DLNVNUS, DLGDP, DLCPI, DLM1 VDC of DLGDP: VDC of DLCPI: VDC of DLM1: Quý DLNCNYU DLNVNU DLNCNYU DLNVNU DLNCNYU DLNVNU S S S S S S 1 3.86 0.38 12.41 0.40 1.91 0.10 2 5.35 1.04 27.96 11.97 9.97 5.11 3 17.62 0.68 37.88 9.00 12.32 4.91 4 17.80 1.48 37.67 8.41 11.48 4.45 5 16.94 1.63 34.94 7.90 11.50 4.35 6 16.68 1.62 34.39 7.90 11.70 4.31 7 16.97 1.59 34.11 7.81 11.53 4.25 8 16.88 1.65 34.00 7.87 11.52 4.27 9 16.88 1.66 33.95 7.90 11.55 4.26 10 16.91 1.66 33.87 7.88 11.53 4.25 Giải thích kết quả phân rã phương sai từ bảng 4.6: nhất quán với kết quả cơ bản, cú sốc sụt giá trong đồng nhân dân tệ thu được phản ứng rõ ràng từ giá cả, các kết quả này là vững chắc trong các mô hình VAR thay thế. Phần trăm thay đổi của DLCPI được giải thích bởi DLCNYUS vẫn còn khá lớn trong hầu hết mô hình, từ sau 2 quý là trên 33%. Một lần nữa, kết quả phân rã phương sai minh chứng thêm kết quả của phản ứng xung, đó là cú sốc trong tỷ giá hối đoái Nhân dân tệ – Đô la Mỹ thì quan trọng hơn cú sốc đồng Việt Nam – Đô la Mỹ trong việc giải thích sự thay đổi chỉ số giá. 4.4.2 Mô hình ngắn hạn ECM Phân tích mô hình VAR ở phần trên cho thấy cú sốc tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ ít ảnh hưởng hay ảnh hưởng không rõ ràng đến GDP, M1, trong khi tỷ giá này có tác động rõ nét tới CPI dựa trên hàm phản ứng xung, kết quả phân rã phương sai
59. -52- với những lý do mà tác giả đã trình bày ở mục 4.3. Do vậy, để kiểm chứng lại cú sốc tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ tác động đến CPI, tác giả đã sử dụng thêm mô hình ngắn hạn ECM. Mối quan hệ trong ngắn hạn của mô hình ECM là xét đến tính chất nhất thời của thời điểm đang nghiên cứu và xem xét đến độ biến động của chỉ số giá CPI qua từng quý chịu ảnh hưởng bởi cú sốc của tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ và chính bản thân biến chỉ số giá. 4.4.2.1 Kiểm định đồng liên kết Do các biến sử dụng trong mô hình đều ở dạng logarit và không dừng, cho nên để đánh giá liệu các biến này có đồng liên kết hay không, tác giả sử dụng phương pháp Johansen – Juselius để thực hiện kiểm định giả thuyết này. Đây là kĩ thuật kiểm định đồng liên kết được sử dụng phổ biến nhất trong việc áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại nhằm xác định sự tồn tại của các vectơ đồng liên kết giữa các chuỗi thời gian không dừng. Nói cách khác, mục đích của kiểm định đồng liên kết là xác định xem một nhóm các chuỗi không dừng có đồng liên kết hay không. Bảng 4.7: Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen – Juselius Giả Giá trị tới hạn Giá trị riêng Mức ý thuyết Giá trị thống kê ma trận 5% của ma trận nghĩa H0 r = 0 0.461697 71.74579 69.81889 0.0348* r <= 1 0.352964 39.54039 47.85613 0.2394 r <= 2 0.184735 16.90203 29.79707 0.6473 r <= 3 0.099221 6.281473 15.49471 0.6623 r <= 4 0.016170 0.847691 3.841466 0.3572 Giả Giá trị tới hạn Giá trị riêng Thống kê giá trị riêng cực Mức ý thuyết 5% của ma trận đại của ma trận nghĩa H0 r = 0 0.461697 32.20540 33.87687 0.0781
60. -53- r <= 1 0.352964 22.63836 27.58434 0.1894 r <= 2 0.184735 10.62056 21.13162 0.6850 r <= 3 0.099221 5.433782 14.26460 0.6864 r <= 4 0.016170 0.847691 3.841466 0.3572 Bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5% *, 10% (Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả trên phần mềm Eview 6.0 – chi tiết xem phần phụ lục 9) Kết quả ở bảng 4.7 cho thấy giá trị thống kê ma trận của các biến lớn hơn giá trị tới hạn 5%, và thống kê giá trị riêng cực đại của ma trận ở mức ý nghĩa 10%, điều này có nghĩa bác bỏ giả thuyết H0 (không tồn tại vectơ đồng liên kết) và chấp nhận giả thuyết H1 (tồn tại ít nhất một vectơ đồng liên kết). 4.4.2.2 Mô hình ngắn hạn ECM Sau khi đã xác định kết quả có tồn tại đồng liên kết giữa các biến đang nghiên cứu thì ECM được áp dụng để xem xét mối quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến. Lưu ý rằng, để xác định mô hình ECM phù hợp nhằm tránh hiện tượng hồi quy giả mạo, thủ tục kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết là rất quan trọng. Do 3 biến LCPI, LCNYUS và LGDP ở dạng sai phân bậc 1 I(1) là các dãy số thời gian có tính dừng, trong khi 2 biến LVNUS và LM1 ở dạng chuỗi gốc I(0) là dừng, nên đây là cơ sở để tác giả đưa các biến ở dạng chuỗi I(0) hay I(1) mà chúng dừng vào mô hình. Nghiên cứu sử dụng kỹ thuật OLS, thêm phần dư có độ trễ là 1 quý. Mô hình cụ thể như sau: DLCPI(t) = a x DLCPI(t–1) + bi x DLCNYUS(t–i) + ci x LVNUS(t–i) + di x DLGDP(t–i) + ei x LM1(t–i) + f x EC(–1) + g với i=0–1 Thứ tự đặt biến trong mô hình: DLCPI DLCPI(–1) DLCNYUS DLCNYUS(– 1) LVNUS LVNUS(–1) DLGDP DLGDP(–1) LM1 LM1(–1) EC(–1) C
61. -54- Bảng 4.8: Kết quả ước lượng mô hình ngắn hạn ECM Biến phụ thuộc: DLCPI Phương pháp: OLS Mẫu: 2000Q3 2013Q2 Quan sát: 52 Biế n Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Ý nghĩa DLCPI( –1) 0.223099 0.087331 2.554637 0.0144 DLCNYUS –0.297961 0.137529 –2.166534 0.0361 DLCNYUS(–1) –0.097778 0.135627 –0.720933 0.4750 LVNUS –0.161315 0.085516 –1.886371 0.0663 LVNUS(–1) 0.265372 0.083590 3.174681 0.0028 DLGDP –0.444818 0.205522 –2.164333 0.0363 DLGDP(–1) –0.335811 0.259870 –1.292231 0.2035 LM1 –0.127031 0.034210 –3.713253 0.0006 LM1(–1) 0.152198 0.032444 4.691100 0.0000 EC(–1) –0.049871 0.026280 –1.897707 0.0648 C –0.784835 0.330186 –2.376950 0.0222 R–squared 0.840649 Mean dependent var 0.008 715 Adjusted R–squared 0.801783 S.D. dependent var 0.009006 S.E. of regression 0.004010 Akaike info criterion –8.014749 Sum squared resid 0.000659 Schwarz criterion –7.601986 Log likelihood 219.3835 Hannan–Quinn criter. –7.856506 F–statistic 21.62942 Durbin–Watson stat 1.642006 Prob(F–statistic) 0.000000 Kết quả chạy mô hình cho thấy, biến DLCNYUS trong mô hình có ý nghĩa thống kê và dấu như kỳ vọng, cụ thể như sau: trong ngắn hạn, ở mức ý nghĩa 5%, khi xảy ra một cú sốc làm cho DLCNYUS thay đổi 1 độ lệch chuẩn thì DLCPI điều chỉnh giảm đi 0.298 độ lệch chuẩn. Chúng ta thấy rằng hệ số ước lượng của EC ở độ trễ 1 trong ngắn hạn có dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Hệ số điều chỉnh mất cân bằng của EC(–1) đã đảm bảo rằng nghiên cứu có tồn tại quan hệ đồng liên kết như đã tìm ra ở phần trước theo giả thuyết của Engle và Granger (1987). Đồng thời, hệ số của EC(–1) âm cũng cho thấy sự điều chỉnh biến chỉ số giá CPI là do hệ số này điều chỉnh sai số. Hay nói cách khác, trong ngắn hạn khi xảy ra cú sốc tỷ giá DLCNYUS thì DLCPI luôn được điều chỉnh về trạng thái cân bằng.
62. -55- 4.5 Thảo luận Các cú sốc trong tỷ giá hối đoái Nhân dân tệ – Đô la Mỹ có thể ảnh hưởng đến thành quả kinh tế vĩ mô của các quốc gia Đông Á dựa trên đồng USD thông qua ít nhất 3 kênh, bao gồm tổng cầu, đầu tư tài chính và trực tiếp, và kênh chi phí. Sự giảm giá của đồng nhân dân tệ làm giảm khả năng cạnh tranh quốc tế của các quốc gia Đông Á này, hệ quả là tác động xấu đến việc xuất khẩu và tổng cầu, từ đó làm giảm sản lượng thực và giá cả. Hơn nữa, giá trị sụt giảm của đồng CNY làm cho các khoản đầu tư của Trung Quốc ở quốc gia neo đồng nội tệ vào đồng USD ít hấp dẫn hơn, từ đó dẫn đến một sự sụt giảm trong đầu tư tài chính và trực tiếp. Cuối cùng, sự giảm giá của đồng nhân dân tệ có nghĩa là chi phí của những quốc gia phụ thuộc nhiều vào sự nhập khẩu của Trung Quốc hoặc mắc nợ bằng đồng nhân dân tệ giảm xuống. Các kết quả của tác giả cho rằng kênh tổng chi phí có tác dụng. Bằng chứng vững chắc về việc chỉ số giá tiêu dùng sụt giảm phản ứng trước các cú sốc giảm giá của đồng nhân dân tệ vì Việt Nam phụ thuộc phần lớn vào nhập khẩu từ Trung Quốc. Tổng hợp lại, các kết quả của tác giả phù hợp với các luận điểm cho rằng các cú sốc trong đồng tiền thứ ba có thể có các tác động mạnh đến các quốc gia neo tỷ giá vào đồng đô la Mỹ. Trong khi cách tiếp cận của Việt Nam trong việc neo tỷ giá của nó đối với đồng đô la có thể đưa Việt Nam vào tình thế quay vòng với các đồng tiền thứ ba khác. Các kết quả cũng bổ sung cho thảo luận về việc lựa chọn chính sách tỷ giá hối đoái giữa hai chế độ trái ngược – chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi và chế độ tỷ giá hối đoái cố định. Tác giả tin rằng đối với những quốc gia nhỏ phụ thuộc nhiều vào thương mại quốc tế và đầu tư nước ngoài cũng như đang nỗ lực tự do hóa thị trường tài chính như Việt Nam, sự ổn định trong tỷ giá hối đoái là vấn đề quan trọng hàng đầu. Đối với quốc gia Việt Nam, tác giả tin rằng chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi là không phù hợp. Sự biến động cao vốn có trong tỷ giá hối đoái từ chế độ tỷ giá thả nổi không chỉ cản trở thương mại quốc tế mà còn đưa nền kinh tế vào tình trạng rủi ro tỷ giá tăng cao. Đối với các thị trường tài chính tương đối kém phát
63. -56- triển, cái giá của sự bất ổn tỷ giá và rủi ro có thể là rất lớn. Như các kết quả đã thể hiện, việc cố định tỷ giá hối đoái hoặc gán đồng nội tệ với một đồng ngoại tệ duy nhất có thể không tồn tại được khi nền kinh tế rất nhạy cảm với các cú sốc trong đồng tiền thứ ba. Tác giả khẳng định rằng việc neo tỷ giá hối đoái vào một rổ tiền tệ là rất đáng cân nhắc. Liên quan đến vấn đề này, Rajan (2002) lập luận rằng việc neo đồng nội tệ vào một hỗn hợp đa dạng ngoại tệ có thể giúp giảm bớt các tác động của hiện tượng đồng tiền thứ ba. Kawai (2002) cũng có lập luận tương tự; cụ thể, đối với các quốc gia châu Á, việc ổn định đồng nội tệ dựa vào một rổ ngoại tệ có thể đem đến một kết quả tốt hơn. Đồng thời, các nhà chính sách và các nhà hoạch định tiền tệ cần thận trọng để tránh “sự chệch choạc” giữa các chính sách của họ và tỷ giá hối đoái áp dụng. Nói cách khác, họ cần đảm bảo môi trường kinh tế vĩ mô phù hợp với sự ổn định của tỷ giá hối đoái.
64. -57- CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN Trong chương này, tác giả trình bày các nội dung sau: Tóm tắt kết quả nghiên cứu. Trình bày những hạn chế của luận văn. Những gợi ý và hướng nghiên cứu tiếp theo. 5.1 Kết quả nghiên cứu Việt Nam thích một chế độ tỷ giá hối đoái ổn định hơn. Thực tế, Việt Nam đã neo đồng tiền của mình vào đô la Mỹ bằng cách gán trọng số vào đồng đô la Mỹ trong chính sách tỷ giá hối đoái. Trong quá trình đảm bảo sự ổn định của tỷ giá hối đoái VND – USD, việc neo đồng nội tệ vào đô la Mỹ có thể làm tăng sự bất ổn của Việt Nam trước những cú sốc đồng tiền thứ ba, chẳng hạn như tỷ giá Nhân dân tệ – Đô la Mỹ. Trong nghiên cứu này, tác giả đánh giá các ảnh hưởng động của tỷ giá hối đoái Nhân dân tệ – Đô la Mỹ đối với Việt Nam bằng cách sử dụng một mô hình véc tơ tự hồi quy và kết quả phân rã phương sai và hàm phản ứng xung. Tác giả tập trung vào 3 biến nội địa chính, cụ thể là mức sản lượng, giá cả và tiền tệ. Các kết quả cho thấy các cú sốc trong tỷ giá hối đoái Nhân dân tệ – Đô la Mỹ có thể ảnh hưởng mạnh đến các biến kinh tế vĩ mô của Việt Nam. Cụ thể hơn, sự sụt giảm của đồng nhân dân tệ so với đô la Mỹ sẽ dẫn đến một sự sụt giảm trong chỉ số giá tiêu dùng CPI. Các phân tích của tác giả áp dụng mô hình động đã phát hiện các bằng chứng mạnh mẽ về hiện tượng đồng tiền thứ ba. Tác giả tin rằng, ngoại trừ việc cung cấp những kiến thức quan trọng về mối tương tác giữa tỷ giá hối đoái Nhân dân tệ – Đô la Mỹ và các biến kinh tế vĩ mô trong nước, các kết quả của tác giả còn bổ sung thêm cho tranh luận về việc lựa chọn chế độ tỷ giá hối đoái ở Việt Nam. Là một quốc gia nhỏ, Việt Nam không thể không bị tác động bởi các cú sốc từ bên ngoài và việc lựa chọn một chế độ tỷ giá hối đoái cụ thể không thể giúp Việt Nam cách ly
65. -58- khỏi các cú sốc bên ngoài và đảm bảo sự ổn định của nền kinh tế. Việt Nam phụ thuộc nhiều vào thương mại quốc tế và, ở một số thời điểm, phụ thuộc vào vốn nước ngoài để phát triển đất nước. Với sự phát triển và tự do hóa tài chính nhanh chóng, thị trường tài chính Việt Nam trở nên hội nhập với thị trường quốc tế hơn. Vì thế, chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt có thể không phù hợp với Việt Nam. Sự biến động cao vốn có trong tỷ giá hối đoái từ chế độ tỷ giá thả nổi không chỉ cản trở thương mại quốc tế mà còn đưa nền kinh tế vào tình trạng rủi ro tỷ giá tăng cao. Tương tự như thế, tác giả cho rằng việc cố định tỷ giá hối đoái hoặc gán đồng nội tệ với một đồng ngoại tệ duy nhất có thể không tồn tại được. Như các kết quả đã thể hiện, nền kinh tế sẽ rất nhạy cảm với các cú sốc trong đồng tiền thứ ba. Do sự ổn định tỷ giá hối đoái là một trong những mối quan tâm hàng đầu của Việt Nam, tác giả tin rằng việc neo tỷ giá hối đoái vào một rổ tiền tệ là rất đáng cân nhắc. Tuy nhiên, chỉ riêng nó thì không thể giúp Việt Nam cách ly khỏi các cú sốc kinh tế hoặc tài chính quốc tế. Như tác giả đã thể hiện, Việt Nam không chỉ bị ảnh hưởng bởi tỷ giá hối đoái Nhân dân tệ – Đô la Mỹ mà còn bị ảnh hưởng bởi chính giá trị đồng nội tệ của nó. Chế độ neo tỷ giá rất dễ bị tấn công bởi các nhà đầu cơ nếu sự chệch choạc (sự mất cân bằng) tiền tệ là nghiêm trọng. Vì thế, các nhà chính sách và các nhà tiền tệ cần thận trọng để tránh “sự chệch choạc” giữa các chính sách của họ và tỷ giá hối đoái áp dụng. Nói cách khác, họ cần đảm bảo môi trường kinh tế vĩ mô phù hợp với sự ổn định của tỷ giá hối đoái. 5.2 Những hạn chế của luận văn Đề tài nghiên cứu trong giai đoạn từ 2000Q1 đến 2013Q2, trước giai đoạn này, các dữ liệu về kinh tế vĩ mô Việt Nam chưa được báo cáo đầy đủ và chính xác, điều này làm cho dữ liệu thu thập bị hạn chế. Do vậy, mẫu thu thập được dừng lại ở con số 54 quan sát, đây là mẫu thực sự không lớn lắm để có thể đánh giá được toàn diện vấn đề cần nghiên cứu. Bên cạnh đó, số liệu được thu thập từ nhiều nguồn khác nhau nên không thể tránh khỏi những sai lệch.
66. -59- Đề tài nghiên cứu về ảnh hưởng cú sốc đồng tiền thứ ba lên nền kinh tế vĩ mô chưa phổ biến nhiều ở Việt Nam, nên đến nay vẫn chưa có nhiều nghiên cứu về vấn đề này để tác giả có thể lấy đó làm so sánh và kiểm chứng. Tác giả gặp khó khăn trong việc truy xuất dữ liệu để nghiên cứu sâu rộng hơn đề tài này. Mặc dù đã hết sức cố gắng, tuy nhiên, do hạn chế về mặt thời gian và điều kiện nghiên cứu, tác giả chỉ dừng lại phân tích đề tài trên mô hình VAR và ECM. 5.3 Những gợi ý và hƣớng nghiên cứu tiếp theo Trong quá trình thực hiện đề tài, tác giả nhận thấy vẫn còn nhiều vấn đề chưa được nghiên cứu một cách chi tiết, cụ thể. Chẳng hạn, như số quan sát sử dụng trong mẫu, các biến thay thế trong mô hình Do vậy, từ kết quả đề tài này, tác giả mong muốn sẽ có các nghiên cứu tiếp theo là: Mở rộng hơn nữa phạm vi và quy mô nghiên cứu, để có thể đánh giá sự tác động của ảnh hưởng các cú sốc đồng tiền thứ ba lên nền kinh tế vĩ mô Việt Nam trong các giai đoạn phát triển khác nhau. Dùng các mô hình khác để kiểm tra lại kết quả nghiên cứu. Nghiên cứu đề tài trên lựa chọn các cú sốc đồng tiền thứ ba khác: EUR, JPY
67. TÀI LIỆU THAM KHẢO Tài liệu tham khảo tiếng Việt 1. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2007. Thống kê ứng dụng trong kinh tế xã hội. Hà Nội: Nhà xuất bản Thống kê. 2. N. Gregory Mankiw, 2001. Kinh tế vĩ mô. Do các giảng viên trường Đại học Kinh tế quốc dân dịch từ nguyên bản, Nhà xuất bản Thống kê. 3. Nguyễn Hoàng Bảo, 2004. Kinh tế lượng ứng dụng. Bài giảng cho học viên cao học. Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh. 4. Nguyễn Phi Lân, 2010. Cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc độ phân tích định lượng. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, Bài Nghiên cứu số 18. 5. Nguyễn Văn Tiến, 2005. Tài chính quốc tế hiện đại trong nền kinh tế mở. Nhà xuất bản Thống kê. 6. Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định, 2005. Tài chính quốc tế. Nhà xuất bản Thống kê. 7. Trần Quốc Phong, 2012. Mức độ truyền dẫn của tỷ giá vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam giai đoạn 2000 – 2011. Luận văn Thạc sĩ. Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh. Tài liệu tham khảo tiếng Anh 1. Arvind Subramanian and Martin Kessler, 2013. The Renminbi Bloc Is Here: Asia Down, Rest of The World to Go. Peterson Institute for International Economics, Working Paper, WP 12 – 19. 2. Frankel, Jeffery A., and Shang–Jin Wei, 1994. Yen Bloc or Dollar Bloc? Exchange Rate Policies of The East Asian Economies. In Macroeconomic Linkage: Savings, Exchange Rates, and Capital Flows, ed. Takatoshi Ito and Anne O. Krueger. Chicago: Univeristy of Chicago Press.
68. 3. Kawai, Masahiro, 2002. Exchange Rate Arrangements in East Asia: Lessons from The 1997 – 1998 Currency Crisis. Monetary and Economic Studies 20, no. S–1: 167–204. 4. Mansor H.Ibrahim, 2007. The Yen – Dollar Exchange Rate and Malaysian Macroeconomic Dynamics. The Developing Economies, XLV–3 (September 2007): 315–38. 5. McKinnon, Ronald I, 2000. The East Asian Dollar Standard, Life after Death? Econmic Notes 29, no. 1: 31-82. 6. McKinnon, Ronald I, 2001. After The Crisis, The East Asian Dollar Standard Resurrected: An Interpretation of High – Frequency Echange Rate Pegging. In Rethinking The East Asian Miracle, ed. Joseph E. Stiglitz and Shahid Yusuf. Washington, DC: World Bank; New York: Oxford University Press. 7. McKinnon, Ronald I., and Gunther Schnabl, 2003. Synchronised Bussiness Cycle in East Asia and Fluctuations in The Yen/Dollar Exchange Rate. World Economy 26, no. 8: 1067–88. 8. Miriam Campanella, 2014. The Internationalization of The Renminbi and The Rise of a Multipolar Currency System. Ecipe, Ecipe Working Paper: No. 01/2014. 9. Rajan, Ramikishen S., 2002. Exchange Rate Policy Options for Post-crisis Southeast Asia: Is There a Case for Currency Baskets? World Economy 25, no. 1: 137-63. 10. Sazanami, Yoko, and Seiji Yoshimura, 1999. Restructuting East Asian Exchane Rate Regimes. Journal of Asian Economics 10, no. 4: 509-23. 11. Ying Fang, Shicheng Huang and Linlin Niu, 2012. De Facto Currency Baskets of China and East Asian Economies: The Rising Weights. Institute for Economies in Transition, BOFIT Discussion Papers