Luận văn Nghiên cứu bộ ba bất khả thi ở Việt Nam

82 trang tranphuong11 28/01/2022 8740

Download

Bạn đang xem 20 trang mẫu của tài liệu "Luận văn Nghiên cứu bộ ba bất khả thi ở Việt Nam", để tải tài liệu gốc về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên

Tài liệu đính kèm:

luan_van_nghien_cuu_bo_ba_bat_kha_thi_o_viet_nam.pdf

Nội dung text: Luận văn Nghiên cứu bộ ba bất khả thi ở Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH oOo NGUYỄN NGỌC THÙY VÂN NGHIÊN CỨU BỘ BA BẤT KHẢ THI Ở VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀO ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH oOo NGUYỄN NGỌC THÙY VÂN NGHIÊN CỨU BỘ BA BẤT KHẢ THI Ở VIỆT NAM Chuyên ngành: Kinh tế Tài chính – Ngân hàng Mã ngành: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Ngƣời hƣớng dẫn khoa học: PGS.TS. LÊ THỊ LANH TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013
LỜI CẢM ƠN Trước hết tác giả xin gửi lời cám ơn chân thành đến Cô hướng dẫn khoa học – PGS.TS. Lê Thị Lanh về những ý kiến đóng góp, những chỉ dẫn có giá trị giúp tác giả hoàn thành luận văn. Tác giả xin gửi lời cám ơn đến quý thầy cô trong khoa Tài chính doanh nghiệp, gia đình và bạn bè đã hết lòng ủng hộ và động viên tác giả trong suốt thời gian thực hiện luận văn này. Tp. Hồ Chí Minh, tháng 04 năm 2013 Học viên Nguyễn Ngọc Thùy Vân
LỜI CAM ĐOAN Tác giả xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của riêng tác giả với sự giúp đỡ của Cô hướng dẫn và những người mà tác giả đã cảm ơn. Số liệu thống kê được lấy từ nguồn đáng tin cậy, nội dung và kết quả nghiên cứu của luận văn này chưa từng được công bố trong bất cứ công trình nào cho tới thời điểm hiện nay. Tp. Hồ Chí Minh, tháng 04 năm 2013 Tác giả Nguyễn Ngọc Thùy Vân
Danh mục từ viết tắt: - ACI: Aizenman, J., M.D. Chinn và H. Ito - AFTA: Khu vực mậu dịch tự do Asean - AFEC: Diễn đàn hợp tác kinh tế Châu Á – Thái Bình Dương - DTNH: Dự trữ ngoại hối - EMG: Các nước thị trường mới nổi - FDI: Đầu tư trực tiếp nước ngoài - FII : Đầu tư gián tiếp nước ngoài - IDC: Các nước công nghiệp hóa - IMF: Quỹ tiền tệ quốc tế - LDC: Các nước đang phát triển - Non-EMG: Các nước đang phát triển không phải thị trường mới nổi - NHNN: Ngân hàng nhà nước - NHTM: Ngân hàng thương mại - WTO: Tổ chức thương mại thế giới
Danh mục bảng: Bảng 4.1: Chỉ số Ổn định tỷ giá (ERS) của Việt Nam 22 Bảng 4.2: Chỉ số Độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam 24 Bảng 4.3: Chỉ số Hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam 26 Bảng 4.4: Dự trữ ngoại hối trừ vàng của Việt Nam 28 Bảng 4.5: Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam 31 Bảng 4.6: Mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi ở VN 32 Bảng 4.7: Tác động của bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối lên lạm phát 34 Danh mục hình vẽ: Hình 2.1: Tam giác bộ ba bất khả thi 6 Hình 2.2: Tam giác bộ ba bất khả thi ở các nước Mexico, Hàn Quốc, Argentina và các nước khác những năm 1990 11 Hình 3.1: Mô hình kim cương ở các nước thị trường mới nổi 18 Hình 4.1: Chỉ số Ổn định tỷ giá (ERS) của Việt Nam từ năm 1997-2012 23 Hình 4.2: Chỉ số Độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam từ năm 1997-2012 25 Hình 4.3: Chỉ số Hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam từ năm 1997-2012 27 Hình 4.4: Cấu hình bộ ba bất khả thi của Việt Nam từ năm 1997-2012 27 Hình 4.5: Dự trữ ngoại hối trừ vàng của Việt Nam từ năm 1997-2012 29 Hình 4.6: Mô hình kim cương của Việt Nam 30 Hình 4.7: Tương quan tuyến tính và các kết hợp chính sách bộ ba bất khả thi 33
Danh mục phụ lục: Phụ lục 1: Sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi theo thời gian PL-1 Phụ lục 2: Dự trữ ngoại hối/GDP giai đoạn 1980-2010 PL-2 Phụ lục 3: Cấu hình bộ ba bất khả thi và dự trữ quốc tế theo thời gian PL-3 Phụ lục 4: Kiểm định sự phá vỡ cấu trúc trong các chỉ số bộ ba bất khả thi PL-4 Phụ lục 5: Hồi quy mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi PL-5 Phụ lục 6: Định hướng chính sách của các nước công nghiệp hóa và các nước đang phát triển PL-6 Phụ lục 7: Bộ ba bất khả thi, tỷ lệ dự trữ ngoại hối/GDP và lạm phát PL-7 Phụ lục 8: Mô hình Mundell - Fleming PL-8 Phụ lục 9: Tỷ giá VND/USD giai đoạn 1997-2012 PL-14 Phụ lục 10: Lãi suất chiết khấu (discount rate) của Việt Nam giai đoạn 1997-2012 PL-15 Phụ lục 11: Lãi suất tiền gửi (deposit rate) của Việt Nam giai đoạn 1997-2012 PL-16 Phụ lục 12: Lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) của Việt Nam giai đoạn 1997-2012 PL-17 Phụ lục 13: Lãi suất chiết khấu (discount rate) của Mỹ giai đoạn 1997-2012 PL-18 Phụ lục 14: Lãi suất thị trường (Money market rate) của Mỹ giai đoạn 1997-2012 PL-19 Phụ lục 15: Lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) của Mỹ giai đoạn 1997-2012 PL-20 Phụ lục16: Vốn đầu tư trực tiếp, GDP và CPI của Việt Nam giai đoạn 1997-2012 PL-21 Phụ lục17: Kết quả kiểm định sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi PL-22 Phụ lục18: Kết quả kiểm định tác động của bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối lên lạm phát PL-28
Mục lục Tóm tắt 1 Chương 1. Giới thiệu 2 Chương 2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây 4 2.1. Lý thuyết bộ ba bất khả thi 4 2.2. Thước đo bộ ba bất khả thi 6 2.3. Sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi theo thời gian 9 2.4. Mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi 9 2.5. Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi 12 2.6. Tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi 14 2.7. Sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát 15 Chương 3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu 18 3.1. Mô hình kim cương 18 3.2. Phương pháp kiểm định độ gãy 20 3.3. Mô hình tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi 21 3.4. Mô hình sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát của nền kinh tế 21 Chương 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận 23 4.1. Cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn 1997-2012 23 4.2. Mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi ở Việt Nam 29 4.3. Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam 31 4.4. Mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam33 4.5. Sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát ở Việt Nam 34 Chương 5. Kết luận và khuyến nghị 38 Tài liệu tham khảo Phụ lục
1 TÓM TẮT Trong bài nghiên cứu này, tác giả đã sử dụng thước đo chỉ số ổn định tỷ giá, chỉ số độc lập tiền tệ theo phương pháp của ACI (2008) và chỉ số hội nhập tài chính theo phương pháp của Hutchison, Sengupta and Singh (2010) để xây dựng các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn 1997-2012, cũng như dựa trên phương pháp kiểm định độ gãy, mô hình về mối tương quan tuyến tính của ACI (2008) và mô hình về tác động của bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối lên lạm phát của Orcan Cortuk và Nirvikar Singh (2011) để thực hiện một số kiểm định tương tự cho Việt Nam. Kết quả cho thấy xu hướng chính sách của Việt Nam là ngày càng hướng tới tỷ giá hối đoái linh hoạt, hội nhập tài chính sâu hơn và cố gắng duy trì độc lập tiền tệ ở mức cao. Ngoài ra, kết quả cũng cho thấy cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam bị phá vỡ sau các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật trên thế giới qua chỉ số độc lập tiền tệ. Kết quả cũng khẳng định Việt Nam có những bằng chứng thực nghiệm để chứng minh sự đánh đổi giữa các chỉ số trong bộ ba bất khả thi như lý thuyết. Cuối cùng bài nghiên cứu phát hiện hội nhập tài chính càng sâu thì mức lạm phát ở Việt Nam càng cao. Từ khóa: Bộ ba bất khả thi, ổn định tỷ giá, độc lập tiền tệ, hội nhập tài chính, dự trữ ngoại hối, lạm phát.
2 CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU Lý thuyết bộ ba bất khả thi là một trong những lý thuyết khá phổ biến trong tài chính quốc tế. Theo đó, một quốc gia không thể đồng thời cùng một lúc đạt được ba mục tiêu tỷ giá cố định, hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ và thực tế cũng cho thấy rằng, những quốc gia nào không tuân theo hoặc vận dụng cứng nhắc nguyên lý bộ ba bất khả thi điều tất yếu là khó tránh khỏi khủng hoảng. Chính vì vậy trên thế giới đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm về cấu trúc bộ ba bất khả thi cũng như sự tác động của chúng đến nền kinh tế vĩ mô và kết quả cho thấy rằng các chỉ số bộ ba có sự thay đổi theo thời gian, có sự đánh đổi giữa chúng, cũng như cho thấy sự tác động của các chỉ số bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến nền kinh tế vĩ mô như thế nào, từ đó có định hướng lựa chọn chính sách điều hành bộ ba bất khả thi phù hợp. Nhận thấy được việc nghiên cứu về cấu trúc bộ ba bất khả thi cũng như sự tác động của chúng và dự trữ ngoại hối đến nền kinh tế vĩ mô ngày càng trở nên quan trọng cũng như là vấn đề được quan tâm nghiêm túc ở nhiều nước, do đó tác giả đã chọn đề tài „‟Nghiên cứu bộ ba bất khả thi ở Việt Nam” để làm rõ những vấn đề sau: + Cấu hình bộ ba bất khả thi của Việt Nam giai đoạn 1997-2012 như thế nào? + Các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam có thay đổi sau các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật hay không? + Các chỉ số bộ ba có mối tương quan tuyến tính hay có sự đánh đổi như lý thuyết đã đề cập? + Bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối có tác động thế nào đến lạm phát của Việt Nam?
3 Mục tiêu nghiên cứu - Đo lường và theo dõi sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn 1997-2012 để thấy được cấu hình bộ ba bất khả thi hay sự lựa chọn chính sách bộ ba bất khả thi ở Việt Nam. - Xem xét sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam sau các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật trên thế giới để thấy được tác động của các sự kiện này lên cấu trúc bộ ba bất khả thi. - Kiểm định mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam để thấy được sự đánh đổi thực sự giữa các chỉ số bộ ba. - Xem xét mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi cũng như tác động của chúng lên lạm phát ở Việt Nam. Kết cấu luận văn: Luận văn được chia thành 5 chương: + Chương 1: Giới thiệu vấn đề nghiên cứu + Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây. + Chương 3: Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu + Chương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận + Chương 5: Kết luận và khuyến nghị
4 CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY 2.1 Lý thuyết bộ ba bất khả thi Trong tác phẩm nổi tiếng “Chính sách tài khóa và tiền tệ dưới các chế độ tỷ giá” (1963), Robert Mundell và J.M.Fleming đã xây dựng “mô hình Mundell-Fleming” [xem phụ lục 8]. Mô hình Mundell-Fleming là sự mở rộng của nền tảng lý thuyết IS-LM khi có tính đến tác động của cán cân thanh toán. Trước đó, khi nghiên cứu tác động chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ đối với việc gia tăng sản lượng quốc gia trong mô hình IS-LM, James Meade (1951) và Jan Tinbergen (1952) đã có những nỗ lực để đưa các yếu tố nước ngoài vào mô hình. Tuy nhiên, phần lớn những đóng góp này đều chỉ dừng lại ở mức là những tranh luận hấp dẫn, chưa thực sự trở thành một lý thuyết vững chắc. Sự ra đời của mô hình Mundell-Fleming được xem là nỗ lực thành công nhất trong việc đưa yếu tố nước ngoài vào hệ thống lý thuyết Keyness hiện đại và là điểm khởi đầu cho lý thuyết bộ ba bất khả thi. Bằng cách giả định chu chuyển vốn là hoàn hảo, Mundell-Fleming (1963) đã chỉ ra rằng chính sách tài khóa phát huy hiệu quả cao trong cơ chế tỷ giá cố định và chính sách tiền tệ có tác dụng mạnh dưới chế độ tỷ giá thả nổi. Dựa vào lý thuyết này, các nhà kinh tế học như Krugman (1979) và Frankel (1999) [Tài liệu tham khảo 7-TLTK 7] đã phát triển thành lý thuyết bộ ba bất khả thi và được phát biểu như một định đề: Một quốc gia không thể đồng thời đạt được cùng lúc tỷ giá cố định, hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ. Trong đó: Độc lập tiền tệ giúp cho chính phủ sử dụng hiệu quả những công cụ chính sách tiền tệ nhằm thực hiện mục tiêu tăng trưởng kinh tế và kiềm chế lạm phát. Chẳng hạn nếu nền kinh tế có dấu hiệu phát triển nóng, chính phủ sẽ tăng lãi suất, giảm cung tiền và giảm lãi suất, tăng cung tiền khi nền kinh tế suy thoái. Ổn định tỷ giá giúp tạo ra cái neo danh nghĩa để chính phủ tiến hành các biện pháp ổn định giá cả. Cái neo này làm cho nhận thức của nhà đầu tư đối với rủi ro của nền kinh tế giảm đi, làm tăng thêm niềm tin của công chúng vào đồng nội tệ. Tất cả giúp cho môi trường đầu tư tốt lên.
5 Hội nhập tài chính nghĩa là dòng vốn được tự do ra vào nền kinh tế. Việc này giúp quốc gia tăng trưởng nhanh hơn và phân bổ nguồn lực tốt hơn, giúp nhà đầu tư đa dạng hóa đầu tư, mạnh dạn bỏ vốn vào nền kinh tế. Thị trường tài chính nội địa nhờ đó cũng phát triển theo đồng thời tạo động lực giúp cho chính phủ tiến hành nhiều cải cách và quản trị tốt hơn. Tuy không thể cùng lúc đạt được cả ba mục tiêu trên, một quốc gia có thể lựa chọn cùng một lúc đồng thời hai trong ba mục tiêu. Bất kỳ cặp mục tiêu nào cũng có thể đạt được bằng một chế độ tỷ giá tương ứng nhưng phải từ bỏ mục tiêu chính sách còn lại. Ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính được kết hợp bằng cách lựa chọn chế độ tỷ giá cố định nhưng phải từ bỏ độc lập tiền tệ, điều này có nghĩa là chính phủ đã mất đi một công cụ để điều chỉnh lãi suất trong nước độc lập với lãi suất nước ngoài. Độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính được kết hợp bằng cách lựa chọn chế độ tỷ giá thả nổi nhưng phải từ bỏ mục tiêu ổn định tỷ giá.Với lựa chọn này, chính phủ (NHTW) được tự do ấn định lãi suất nhưng đổi lại tỷ giá phải vận hành theo những nguyên tắc của thị trường. Ổn định tỷ giá và độc lập tiền tệ được kết hợp bằng cách lựa chọn thị trường vốn đóng. Lựa chọn này có nghĩa chính phủ phải thiết lập kiểm soát vốn. Khi có kiểm soát vốn, mối liên hệ giữa lãi suất và tỷ giá sẽ bị phá vỡ. Cả 3 sự kết hợp trên được thể hiện trong hình 2.1 sau:
6 Hình 2.1: Tam giác bộ ba bất khả thi Thị trường vốn đóng và neo chặt tỷ giá Độc lập tiền tệ Ổn định tỷ giá Tỷ giá thả nổi Liên minh tiền tệ hay Chuẩn tiền tệ Hội nhập tài chính Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H. Ito (2008). Assessing the Emerging Global Financial Architecture: Measuring the Trilemma’s Configurations over Time. 2.2 Thƣớc đo bộ ba bất khả thi 2.2.1 Ổn định tỷ giá (ERS) Tỷ giá, yếu tố đầu tiên của bộ ba, dễ đo lường nhất. Ổn định tỷ giá (ERS) theo nhóm tác giả Aizenman, J., M.D. Chinn và H. Ito (2008) [TLTK 1] chính là độ lệch chuẩn của tỷ giá được tính theo năm dựa trên dữ liệu tỷ giá mỗi tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở. Độ ổn định tỷ giá nằm giữa giá trị 1 và 0, càng tiến về 1 tỷ giá càng ổn định so với quốc gia cơ sở. 0.01 ERS = 0.01 + stdev (∆log(exch _ rate)) Cách thức đo lường độ ổn định tỷ giá như trên có ưu điểm là giúp chúng ta xác định được chính sách tỷ giá trên thực tế mà một quốc gia đang áp dụng chứ không phải dựa trên những gì mà quốc gia đó tuyên bố.
7 2.2.2 Độc lập tiền tệ (MI) Yếu tố thứ hai của bộ ba là độc lập tiền tệ. Rose (1996) [TLTK 12] có đề xuất đo lường độc lập tiền tệ bằng cách xem phản ứng của tỷ giá đối với những thay đổi trong sản lượng, lãi suất và cung tiền. Tuy nhiên đối với cung tiền, phương pháp này có nhược điểm là khó thể nào phân biệt được trong thực tế đâu là một cú sốc cung và cú sốc cầu tiền tệ, đó là chưa kể phải giả định tốc độ lưu thông tiền tệ là không đổi. Khác với Rose, Obstfeld, Jay C. Shambaugh và Alan M.Taylor (2005) [TLTK 10] đề xuất cách tiếp cận khác để đo lường độc lập tiền tệ bằng cách không dựa trên số lượng mà dựa trên lãi suất danh nghĩa ngắn hạn. Phương pháp này gây tranh cãi vì chỉ dựa chủ yếu vào trực giác khi cho rằng điều hành chính sách tiền tệ chủ yếu dựa vào mức lãi suất mục tiêu hơn là dựa trên số lượng tiền tệ. Năm 2008, nhóm tác giả ACI [TLTK 1] đã xây dựng cách đo lường độc lập tiền tệ (MI). Theo đó, mức độ độc lập tiền tệ được đo lường bằng hàm đảo nghịch của mức tương quan hằng năm của lãi suất hàng tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở. Lãi suất thị trường (Money market rates) được sử dụng để tính toán. corr(ii, ij) - (-1) MI =1- 1 - (- 1) Trong đó: i: quốc gia sở tại, j: quốc gia cơ sở. Giá trị MI tối đa, tối thiểu tương ứng là 1 và 0. Giá trị càng tiến về 1 có nghĩa là chính sách tiền tệ càng độc lập hơn. Chỉ số này được điều chỉnh giảm sự biến động bằng cách áp dụng mức trung bình trượt 3 năm bao gồm năm trước, năm hiện tại và năm kế tiếp (t-1, t, t+1) của quan sát.
8 2.2.3 Hội nhập tài chính (KAOPEN) Yếu tố khó đo lường nhất của bộ ba là hội nhập tài chính. Muốn đánh giá mức độ hội nhập tài chính, chúng ta phải đo lường mức độ mà một quốc gia tiến hành kiểm soát vốn. Tuy nhiên việc đo lường mức độ kiểm soát vốn rất phức tạp vì rất khó để phản ánh hết những phức tạp trong thực tế. Chẳng hạn có quốc gia tuy tuyên bố mở cửa thị trường vốn bằng những chính sách khá thông thoáng nhưng trong thực tế lại kiểm soát vốn bằng những biện pháp hành chính của các cơ quan chức năng. Lane và Milesi-Ferretti (2006) [TLTK 9] có đề xuất sử dụng chỉ số độ mở tài khoản vốn trên thực tế. Chỉ số của Lane và Milesi-Ferretti đo lường khối lượng nợ và tài sản nước ngoài trong cán cân thanh toán. Khi đo lường tổng lượng nợ và tài sản nước ngoài trong cán cân thanh toán, ta sẽ thấy được mức độ kiểm soát vốn trên thực tế mà một quốc gia đang theo đuổi. Ngoài ra còn một phương pháp thứ hai để đo lường độ mở của tài khoản vốn trên thực tế, đó là tính toán tỷ số dòng tài chính xuyên biên giới trong cán cân thanh toán quốc tế so với GDP. Hutchison, Sengupta và Singh (2010) [TLTK 8] xây dựng chỉ số KAOPEN bằng tỷ lệ của tổng vốn đầu tư nước ngoài vào và vốn đầu tư ra nước ngoài trên GDP. Theo phương pháp này chỉ số KAOPEN không nằm giữa giá trị 0 và 1 Chinn và Ito (2006, 2008) [TLTK 6] đưa đề xuất sử dụng độ mở tài khoản vốn KAOPEN để đo lường mức độ hội nhập tài chính. KAOPEN dựa trên thông tin trong báo cáo hàng năm về cơ chế tỷ giá và những hạn chế ngoại hối do IMF phát hành (Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions). Nhìn vào KAOPEN ta sẽ thấy một quốc gia trên thực tế có tiến hành chính sách đa tỷ giá hay không. Đây là dạng cơ chế mà một loại tỷ giá áp dụng cho giao dịch trên tài khoản vãng lai và một loại tỷ giá áp dụng cho tài khoản vốn. Cơ chế đa tỷ giá chính là một dấu hiệu nhận biết một quốc gia tiến hành kiểm soát vốn. KAOPEN cũng biến thiên trong khoảng 0 và 1. Giá trị càng cao của chỉ số này cho thấy quốc gia mở cửa hơn với những giao dịch vốn xuyên quốc gia.
9 2.3 Sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi theo thời gian Dựa trên các chỉ số bộ ba bất khả thi ở 60 quốc gia gồm 19 nước công nghiệp hóa, 41 nước đang phát triển (trong đó có 22 nước thị trường mới nổi), nhóm tác giả ACI (2012) [TLTK 4] đã tiến hành tìm hiểu về sự phát triển theo thời gian của từng chỉ số cho từng nhóm nước trên thế giới giai đoạn 1970-2010. Kết quả ở phụ lục 1 cho thấy trong suốt giai đoạn 1970-2010, các nước IDC không ngừng tăng tốc hội nhập tài chính và đạt được mức độ tự do hóa tài chính gần như hoàn hảo vào năm 2010. Đồng thời thực hiện chính sách ổn định tỷ giá ở mức cao trong khi ngày càng đánh mất độc lập tiền tệ. Trong khi các nước IDC ngày càng tăng tốc tự do hóa tài chính so với các nước đang phát triển, thì các nước thị trường mới nổi cũng không ngừng hội nhập, đồng thời chấp nhận giảm mức độ độc lập về tiền tệ. Các nước Non-EMG mặc dù cũng dần mở cửa tài chính nhưng ít hơn và vì thế vẫn giữ nguyên mức độ độc lập tiền tệ. Từ thập niên 1980, các nước EMG có sự linh hoạt hơn trong tỷ giá hối đoái trong khi các nước Non-EMG vẫn theo đuổi cơ chế tỷ giá ổn định ở mức cao. Điều đáng lưu ý là các nước thị trường mới nổi đạt được sự kết hợp tương đối cân bằng giữa ba mục tiêu vĩ mô trong những năm 2000, nghĩa là ổn định tỷ giá, hội nhập tài chính ở mức trung bình và không đánh mất sự tự chủ về tiền tệ nhiều như những nước IDC. 2.4 Mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi Phiên bản nguyên thủy của lý thuyết bộ ba bất khả thi không đề cập đến vai trò của dự trữ ngoại hối. Tuy nhiên trong xu thế toàn cầu hóa như hiện nay, con đường phát triển tất yếu của các quốc gia chính là mở cửa tài chính đặc biệt ở các nước đang phát triển, theo lý thuyết bộ ba bất khả thi, các quốc gia chỉ còn một chọn lựa duy nhất hoặc là chọn độc lập tiền tệ hoặc chọn ổn định tỷ giá. Thế nhưng trên thực tế có nhiều nghiên cứu cho thấy có một sự lựa chọn khác trong mẫu hình
10 bộ ba bất khả thi ở các nước thị trường mới nổi, đó chính là chế độ trung gian 1 cùng với sự gia tăng đáng kể của dự trữ ngoại hối. Thực vậy, dự trữ ngoại hối toàn cầu đã tăng từ khoảng 1 nghìn tỷ đô đến khoảng 10 nghìn tỷ đô trong giai đoạn từ năm 1990 đến năm 2010. Tuy nhiên dự trữ ngoại hối tích lũy diễn ra không đồng đều ở các nước. Trong khi tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP tại các nước công nghiệp tương đối ổn định xấp xỉ 6%-8% thì tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP tại các nước đang phát triển tăng từ khoảng 10% đến khoảng 25%. Gần đây các nước đang phát triển nắm giữ đến ba phần tư dự trữ ngoại hối toàn cầu. Phần lớn tập trung ở Châu Á, nơi dự trữ ngoại hối đã gia tăng từ khoảng 10% vào năm 1980 lên khoảng 34% vào năm 2010, trong đó Trung Quốc là quốc gia có dự trữ ngoại hối gia tăng ấn tượng nhất với tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP từ khoảng 1% vào năm 1980 lên khoảng 48% vào năm 2010 [xem phụ lục 2]. Bằng nghiên cứu của mình, Aizenman và Glick (2008) [TLTK 5] đã cho thấy trong những năm cuối thập niên 90, đầu thập niên 2000, các thị trường mới nổi đã gánh chịu hàng loạt các cuộc khủng hoảng gắn liền với chế độ neo tỷ giá và xu hướng hội nhập tài chính như khủng hoảng Mexico (1994), Thái Lan, Indonesia và Hàn Quốc (1997), Nga và Brazil (1998), Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ (1998). Trong cùng thời gian đó các quốc gia không theo chế độ neo tỷ giá bao gồm Israel và Nam Phi (1998) lại tránh được khủng hoảng. Các cuộc khủng hoảng này bắt nguồn từ việc các quốc gia không tuân theo hoặc vận dụng cứng nhắc nguyên lý của bộ ba bất khả thi và câu chuyện của các quốc gia Hàn Quốc, Mexico, Argentina là những ví dụ. 1 Trong chế độ trung gian, quốc gia áp dụng một cơ chế tỷ giá linh hoạt tức tỷ giá thả nổi có quản lý, kết hợp với mức tự chủ tương đối về tiền tệ và tự do hóa tài chính nhưng vẫn chú ý kiểm soát vốn.
11 Hình 2.2: Tam giác bộ ba bất khả thi ở các nước Mexico, Hàn Quốc, Argentina và các nước khác những năm 1990 Thị trường vốn đóng và neo chặt tỷ giá Mexico Hàn Quốc Độc lập tiền tệ Ổn định tỷ giá Khủng hoảng Thả nổi có quản lý, Gia tăng dự trữ, Vô hiệu hóa Tỷ giá thả nổi Liên minh tiền tệ Argentina hay Chuẩn tiền tệ Hội nhập tài chính Nguồn: Aizenman, J., Reuven Glick (2008). Sterilization, Monetary Policy and Global Financial Integration. Ở vị trí đỉnh trên cùng trong hình 2.2, vào những năm cuối thập niên 80, đầu thập niên 90, các quốc gia như Hàn Quốc, Mexico và các nền kinh tế Châu Á khác đã bắt đầu gia tăng tự do hóa và mở cửa tài chính đồng thời vẫn tiếp tục duy trì độc lập tiền tệ và chế độ neo tỷ giá cố định. Tuy nhiên, theo lý thuyết của Mundell – Fleming thì lựa chọn này là bất khả thi. Do đó, Mexico và các nước ở Đông Á lần lượt lâm vào khủng hoảng vào năm 1994-1995 và 1997-1998 là điều có thể báo trước. Các cuộc khủng hoảng đó đã chứng minh được sự đánh đổi của bộ ba bất khả thi: một quốc gia khi cố gắng mở cửa tài chính thì phải từ bỏ ổn định tỷ giá nếu muốn duy trì độc lập tiền tệ. Trường hợp Argentina, vào đầu những năm 1990 quốc gia này đã cố gắng đạt được mẫu hình gồm chế độ neo tỷ giá cố định và từ bỏ độc lập tiền tệ khi vận hành hệ thống “chuẩn tiền tệ” (currency board) đồng thời hội nhập tài chính hoàn toàn, tức là đỉnh bên phải của tam giác. Và kết quả là Argentina cũng phải trải qua
12 cuộc khủng hoảng vào năm 2000 khi họ không còn khả năng chịu đựng việc mất độc lập tiền tệ hoàn toàn. Sau cuộc khủng hoảng này thì các nước thị trường mới nổi thay đổi hướng đến mẫu hình trung gian của bộ ba bất khả thi với tỷ giá linh hoạt có quản lý, duy trì độc lập tiền tệ ở một mức nào đó và tăng cường hội nhập tài chính. Do đó, họ phải đối mặt với áp lực của việc nâng giá đồng tiền và biện pháp giải quyết chính là gia tăng nắm giữ dự trữ ngoại hối và kèm theo đó là chính sách can thiệp vô hiệu hóa – điển hình là Trung Quốc, từ năm 2005 đã đẩy mạnh thực hiện chính sách trên. Để giải thích sự hình thành mẫu hình trung gian ở các nước, nhóm tác giả ACI (2008) [TLTK 1] đã xây dựng mô hình kim cương với bốn đỉnh lần lượt đo lường về mức độ độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá, hội nhập tài chính và tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP, những tiêu chuẩn này dao động từ 0 đến 1, với gốc trung tâm trong đồ thị đại diện cho mức độ độc lập tiền tệ bằng 0, tỷ giá thả nổi hoàn toàn, không có dự trữ ngoại hối và tự túc tài chính. Kết quả nghiên cứu ở phụ lục 3 cho thấy cả ba chỉ số bộ ba bất khả thi ở các nước thị trường mới nổi đều hội tụ ở mức trung bình tức chế độ trung gian cùng với sự gia tăng đáng kể mức dự trữ ngoại hối kể từ năm 2000. Điều này cho thấy dự trữ ngoại hối như là một tấm đệm an toàn cho sự lựa chọn chế độ trung gian ở các nước. 2.5 Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi Để làm sáng tỏ thêm về sự thay đổi giá trị của các chỉ số trong bộ ba bất khả thi theo thời gian. Nhóm tác giả ACI (2008, 2012) [TLTK 1, 4] đã tiến hành kiểm tra mối quan hệ giữa các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật với sự thay đổi trong cấu trúc bộ ba bất khả thi. Các sự kiện chính được xem xét như sự sụp đổ của hệ thống Bretton Woods năm 1973, khủng hoảng nợ ở Mexico năm 1982 (mở đầu cho một loạt các khủng hoảng nợ tại các nước đang phát triển), và khủng hoảng châu Á 1997-1998 (khơi ngòi khủng hoảng tại các nền kinh tế đang đạt thành quả cao ở châu Á (HPAEs)), làn sóng toàn cầu hóa năm 1990 và sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO năm 2001. Nhóm tác giả xem các năm 1973, 1982, 1990, 1997-1998, và năm
13 2001 trùng với thời gian diễn ra sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi và tiến hành kiểm định sự bằng nhau giữa giá trị trung bình của các nhóm mẫu con (subsample groups) là các thời kì có chứa năm diễn ra sự phá vỡ đó. Kết quả kiểm định thể hiện ở phụ lục 4 đã cho thấy rằng, tất cả các năm ứng với các sự kiện trên đều gây ra sự thay đổi trong mẫu hình bộ ba bất khả thi, dù vậy sự thay đổi này không giống nhau đối với từng nhóm nước. Chẳng hạn, sau sự đổ vỡ của hệ thống Bretton woods, chỉ số ổn định tỷ giá (ERS) của các nước công nghiệp hóa sụt giảm đáng kể, mức độ hội nhập tài chính thì gia tăng, trong khi với các nước đang phát triển không phải thị trường mới nổi lại có sự sụt giảm trong chỉ số độc lập tiền tệ (MI) và tăng trong chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN), các nước thị trường mới nổi lại có xu hướng hội nhập tài chính và tỷ giá linh hoạt nhiều hơn. Vì thế nhóm tác giả ACI đã tiến hành so sánh giá trị thống kê t giữa các năm gây ra thay đổi cấu trúc và đưa ra kết luận: Đối với các nước IDC, sự kiện năm 1997-1998 gây ra sự thay đổi lớn trong chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá và năm 1990 chứng kiến một sự thay đổi trong mức độ hội nhập tài chính. Tất cả diễn biến này đã cho thấy sự di chuyển vốn của các quốc gia châu Âu nhằm hướng đến một liên minh tiền tệ và kinh tế thống nhất. Đối với các nước đang phát triển không phải thị trường mới nổi Non-EMG, năm 1973 có sự biến chuyển nhiều nhất về độc lập tiền tệ và năm 1990 là sự thay đổi của hội nhập tài chính. Cũng như sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO (2001) đã làm cho chỉ số ổn định tỷ giá ở các nước này thay đổi đáng kể. Cuối cùng năm 1982 chứng kiến một sự thay đổi lớn trong chỉ số ổn định tỷ giá ở các nước thị truờng mới nổi EMG, do hậu quả từ cuộc khủng hoảng nợ Mexico đã khiến cho các nước này rơi vào khủng hoảng và không thể tiếp tục theo đuổi chính sách tỷ giá cố định. Đến năm 1997-1998, các nước EMG bắt đầu có sự tăng tốc trong hội nhập tài chính, trong khi mức độ độc lập tiền tệ lại giảm nhiều vào năm 2001. Tuy nhiên nếu so sánh với các nước IDC thì chỉ số MI ở các nước EMG vẫn cao hơn rất nhiều. Điều này phản ánh một thực tế, khi các nước EMG tăng cường tự do hóa tài khoản vốn
14 thì bắt buộc hoặc phải hi sinh độc lập tiền tệ như các nước IDC hoặc phải thả nổi tỷ giá. 2.6 Tƣơng quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi Các phân tích trên đây tuy đã đưa ra rất nhiều thông tin về sự thay đổi trong phương hướng chính sách vĩ mô trên thế giới, nhưng vẫn chưa thể hiện được việc ba mục tiêu chính sách vĩ mô bắt buộc phải tuân theo quy luật của bộ ba bất khả thi. Điều đó có nghĩa là quốc gia phải đối mặt với một sự đánh đổi thực sự quan trọng hay phải đối mặt với sự thiếu hụt công cụ quản lý vĩ mô thể hiện qua sự sụt giảm trong một biến gắn liền với bộ ba bất khả thi. Chẳng hạn hội nhập tài chính cao hơn, đổi lại ổn định tỷ giá thấp hơn, hoặc độc lập tiền tệ ít hơn, hoặc kết hợp giảm cả hai. Do đó, nhóm tác giả ACI (2008) [TLTK 1] đã thực hiện một kiểm định đầy đủ về sự đánh đổi bằng cách hồi quy mối tương quan tuyến tính giữa ba biến chính sách và giả định rằng tổng tỷ trọng của ba biến là một hằng số. Nếu mức độ phù hợp của mô hình hồi quy cao, nghĩa là tồn tại một cơ chế đánh đổi về mặt tỷ trọng giữa các chỉ số. Và nếu tương quan là tuyến tính, các giá trị ước lượng sẽ dao động quanh giá trị 1. Ngược lại, nếu không tồn tại quan hệ đánh đổi thì hoặc là lý thuyết bộ ba bất khả thi sai hoặc là quan hệ phi tuyến. Tóm lại, nhóm tác giả đã thực hiện kiểm định sự phù hợp của mô hình sau: 1 = ajMIi,t + bjERSi,t + cjKAOPENi,t +  t J có thể là IDC, EMG hoặc LDC MIi,t, ERSi,t, KAOPENi,t biểu diễn giá trị các yếu tố bộ ba bất khả thi của quốc gia i vào năm t Kết quả hồi quy được thể hiện ở phụ lục 5 và 6 cho thấy rằng hệ số xác định điều chỉnh là trên 94% và giá trị ước lượng dao động quanh giá trị 1, điều này cho thấy các chỉ số bộ ba là có tương quan tuyến tính và tồn tại một sự một sự đánh đổi về mặt tỷ trọng. Nghĩa là các quốc gia sẽ phải đối mặt với một sự đánh đổi trong lựa chọn các mục tiêu chính sách hay các nhà hoạch định chính sách phải chọn lựa một
15 giá trị bình quân trong tỷ trọng của 3 nhân tố thuộc bộ ba nhằm đạt được một sự kết hợp tốt nhất của hai trong số ba mục tiêu chính sách. Ngoài ra, kết quả còn cho ta thấy rằng ở các nước công nghiệp hóa sự kết hợp chính sách ổn định tỷ giá và gia tăng hội nhập tài chính bắt đầu là xu hướng từ giữa những năm 1990. Mặt khác các nước đang phát triển, chính sách tiền tệ độc lập và ổn định tỷ giá hoàn toàn chiếm ưu thế trong suốt giai đoạn khảo sát, trong khi sự kết hợp chính sách ổn định tỷ giá và mở cửa tài chính lại ít thông dụng hơn, có lẽ do hậu quả nặng nề từ cuộc khủng hoảng tiền tệ mà các quốc gia phải gánh chịu. 2.7 Sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát Thông qua mô hình hồi quy mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi, chúng ta chỉ có thể thấy được định hướng chính sách của các quốc gia, tuy nhiên lại không thấy được động lực dẫn đến những thay đổi trong chính sách đó. Vì thế, bằng phương pháp kinh tế lượng, nhóm tác giả ACI (2008) [TLTK 1] đã tiến hành kiểm nghiệm thực tế cho nhiều nước trên thế giới để xem sự tác động của chính sách bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối có tác động như thế nào đến biến động lạm phát và tỷ lệ lạm phát trung hạn. Mô hình ước lượng như sau: Yit = α0 + α1TLMit + α2TRit + α3(TLMit x TRit) + XitB + ZtГ + DiФ +  it Yit đo lường hiệu quả vĩ mô (biến động của lạm phát hoặc tỷ lệ lạm phát trung hạn) của quốc gia i tại thời gian t. Cụ thể hơn, Yit đo lường biến động của lạm phát bằng độ lệch chuẩn của tỷ lệ lạm phát trong vòng 5 năm hoặc trung bình tỷ lệ lạm phát hàng tháng cũng trong vòng 5 năm. TLMit là vector của 2 trong ba nhân tố bất kì của bộ ba bất khả thi là MI, ERS, KAOPEN. TRit là độ lớn của dự trữ ngoại hối (trừ đi vàng) trên GDP và tích số (TLMit x TRit) là biến tương tác giữa bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối. Nhóm tác giả đặc biệt quan tâm đến tích số này bởi vì dự trữ ngoại hối có thể thay thế hoặc bổ sung cho các lập trường chính sách khác nhau.
16 Xit là vector các biến kiểm soát kinh tế vĩ mô bao gồm: thu nhập tương đối của một quốc gia so với Mỹ, bình phương của thu nhập tương đối, độ mở cửa thương mại (=(EX + IM)/GDP), những cú sốc TOT (terms of trade: tỷ lệ thương mại), mức độ thuận chu kì tài khóa, biến động trong tăng trưởng cung tiền M2, lượng tín dụng cá nhân trên GDP để đo lường mức độ phát triển về tài chính, biến động của lạm phát và tỷ lệ lạm phát. Zt là vector của những cú sốc toàn cầu, thay đổi trong lãi suất thực của Mỹ, lỗ hỏng sản lượng toàn cầu, những cú sốc trong giá dầu. Di là tập hợp của các biến giả đặc trưng như là biến giả cho các quốc gia nhập khẩu dầu mỏ, hoặc cho các khu vực. Các biến giải thích không có ý nghĩa thống kê sẽ bị loại ra khi thực hiện ước lượng. Thành phần  it là các sai số cùng phân phối và độc lập. Kết quả hồi quy theo mô hình trên cho các nước đang phát triển như sau: Đối với biến động lạm phát: + Các nước xuất khẩu hàng hóa đang phát triển: Độc lập tiền tệ và tỷ giá hối đoái linh hoạt sẽ có tác động làm giảm biến động lạm phát. + Các nước thị trường mới nổi: Hội nhập tài chính nhiều và ổn định về tỷ giá cao sẽ làm tăng biến động lạm phát. + Các nước đang phát triển không phải thị trường mới nổi: Hội nhập tài chính ngày càng sâu kết hợp ổn định về tỷ giá cao sẽ làm tăng biến động lạm phát. Đối với mức lạm phát trung hạn: + Các nước xuất khẩu hàng hóa đang phát triển: Độc lập tiền tệ làm tăng lạm phát, trong khi ổn định tỷ giá hối đoái và hội nhập tài chính làm giảm lạm phát. + Các nước thị trường mới nổi: Ổn định tỷ giá hối đoái và hội nhập tài chính đều có tác động làm giảm lạm phát + Các nước đang phát triển không phải thị trường mới nổi: Độc lập tiền tệ làm tăng lạm phát, trong khi ổn định tỷ giá hối đoái làm giảm lạm phát, tuy
17 nhiên nếu ổn định tỷ giá kết hợp với lượng dự trữ trên GDP lớn hơn 53-65% sẽ làm tăng lạm phát. Mức độ hội nhập tài chính càng cao thì tỷ lệ lạm phát càng thấp, tương tự, ổn định tỷ giá kết hợp với hội nhập tài chính càng sâu sẽ làm giảm lạm phát nhưng nếu kết hợp với mức dự trữ lớn hơn 67% sẽ có tác động làm tăng lạm phát. Bên cạnh nghiên cứu của nhóm ACI (2008), nhóm tác giả Orcan Cortuk và Nirvikar Singh (2011) [TLTK 11] cũng đã tiến hành xem xét tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối trên GDP đến lạm phát ở Thổ Nhĩ Kỳ giai đoạn 1998- 2010 với mô hình sau: Infit = α0 + Infit-1 +α1TLMit + α2TRit + α3(TLMit x TRit) +  t Infit: tỷ lệ lạm phát của Thổ Nhĩ Kỳ. Tác giả sử dụng dữ liệu chỉ số giá tiêu dùng của Thổ Nhĩ Kỳ từ năm 1998 đến năm 2010 Infit-1: biến trễ của lạm phát TLMit là chỉ số của bộ ba bất khả thi cụ thể là MI, ERS, KAOPEN. TRit là độ lớn của dự trữ ngoại hối (trừ vàng) trên GDP hay (RES/GDP) Tích số (TLMit x TRit) là biến tương tác giữa bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối Kết quả hồi quy theo mô hình trên được thể hiện ở phụ lục 7 cho thấy độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát, hội nhập tài chính càng sâu càng làm tăng mức lạm phát. Ngoài ra kết quả còn cho thấy độc lập tiền tệ kết hợp với lượng dự trữ ngoại hối trên GDP vượt ngưỡng 0.368 có tác động làm giảm lạm phát.
18 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 3.1 Mô hình kim cƣơng Để xem xét mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi ở Việt Nam, tác giả đã sử dụng mô hình kim cương theo phương pháp của ACI (2008) [TLTK 1] với bốn đỉnh lần lượt đo lường về mức độ độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá, hội nhập tài chính và tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP, những tiêu chuẩn này dao động từ 0 đến 1, với gốc trung tâm trong đồ thị đại diện cho mức độ độc lập tiền tệ bằng 0, tỷ giá thả nổi hoàn toàn, không có dự trữ ngoại hối và tự túc tài chính. Hình 3.1: Mô hình kim cương ở các nước thị trường mới nổi Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H. Ito (2008). The Impossible Trinity Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing Dữ liệu về các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam được tác giả tính toán như sau:
19 3.1.1 Ổn định tỷ giá (ERS) Để tính toán chỉ số ổn định tỷ giá (ERS), tác giả lấy dữ liệu tỷ giá hàng tháng VND/USD từ IFS, đó là tỷ giá bình quân liên ngân hàng chính thức do NHNN công bố hàng tháng và dựa theo phương pháp đo lường của ACI (2008) [TLTK 1] như sau: 0.01 ERS = 0.01 + stdev (∆log(exch _ rate)) ERS chính là độ lệch chuẩn của tỷ giá được tính theo năm dựa trên dữ liệu tỷ giá hàng tháng VND/USD. Độ ổn định tỷ giá nằm giữa giá trị 1 và 0, càng tiến về 1 tỷ giá càng ổn định. 3.1.2 Độc lập tiền tệ (MI) Về chỉ số độc lập tiền tệ (MI) tác giả cũng sử dụng phương pháp đo lường của ACI (2008) [TLTK 1] cụ thể là: corr(ii, ij) - (-1) MI =1- 1 - (- 1) MI được đo lường bằng hàm đảo nghịch của mức tương quan hằng năm của lãi suất hàng tháng giữa Việt Nam và Mỹ. Giá trị MI tối đa, tối thiểu tương ứng là 1 và 0. Giá trị càng tiến về 1 nghĩa là chính sách tiền tệ càng độc lập. Khác với phương pháp của ACI (2008) chỉ sử dụng lãi suất thị trường (Money market rates), tác giả đã đưa thêm lãi suất chiết khấu (discount rates) và lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) vào để tính MI. Do ở Việt Nam, tín phiếu kho bạc và việc quy định lãi suất chiết khấu là một trong những công cụ quan trọng để NHTW điều hành chính sách tiền tệ. Vì vậy, từ dữ liệu của IFS, tác giả đã lấy giá trị trung bình của lãi suất tiền gửi (deposit rate), lãi suất chiếu khấu (discount rate), lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) để đại diện cho lãi suất danh nghĩa của Việt Nam, tương tự tác giả lấy giá trị trung bình của lãi suất thị trường (Money market rate), lãi suất chiếu khấu
20 (discount rate), lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) làm đại diện cho lãi suất danh nghĩa của Mỹ. Tuy nhiên do hạn chế về mặt dữ liệu của Việt Nam nên có những thời điểm thì lãi suất danh nghĩa là giá trị trung bình của lãi suất chiết khấu và lãi suất tiền gửi (năm 2010 và 2011) khi đó lãi suất của Mỹ cũng không bao gồm lãi suất tín phiếu kho bạc. 3.1.3 Hội nhập tài chính (KAOPEN) Tác giả dựa theo phương pháp đo lường của Hutchison, Sengupta và Singh (2010) [TLTK 8] để xây dựng chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN), theo đó KAOPEN chính bằng tỷ lệ của tổng vốn đầu tư nước ngoài vào và vốn đầu tư ra nước ngoài trên GDP. Tác giả đã lấy dữ liệu về vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào và vốn đầu tư trực tiếp ra nước ngoài từ Tổng cục thống kê, Bộ kế hoạch và đầu tư – Cục đầu tư nước ngoài. Do thiếu dữ liệu của dòng vốn đầu tư gián tiếp vào và đầu tư gián tiếp ra nước ngoài và tỷ trọng của dòng vốn đầu tư gián tiếp vào và đầu tư gián tiếp ra nước ngoài tương đối nhỏ so với dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào và vốn đầu tư trực tiếp ra nước ngoài nên tác giả tính toán chỉ số KAOPEN dựa vào dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào và vốn đầu tư trực tiếp ra nước ngoài. Do đó chỉ số KAOPEN không thể hiện được sự ảnh hưởng của dòng vốn đầu tư gián tiếp. Dữ liệu về GDP được lấy từ Worldbank. Tất cả dữ liệu trên sau khi thu thập sẽ được đưa vào thống kê, xử lý bằng phần mềm excel 2007 và phần mềm SPSS 16.0 3.2 Phƣơng pháp kiểm định độ gãy Để kiểm định sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam, tác giả sử dụng dữ liệu về các chỉ số bộ ba đã được tính toán cho Việt Nam từ năm 1997-2012 và phương pháp kiểm định độ gãy của nhóm tác giả ACI (2008). Theo đó tác giả tiến hành kiểm định giá trị trung bình của các chỉ số bộ ba trước và sau một sự kiện (dữ liệu của năm xảy ra sự kiện đó được loại ra) để xác định những sự thay đổi lớn trong cấu trúc của các chỉ số. Phương pháp này phản ánh những thay đổi đáng kể của giá trị trung bình các chỉ số qua các thời kỳ. Trong phạm vi bài này, tác giả tiến
21 hành kiểm định sự thay đổi giá trị trung bình của các chỉ số trong bộ ba bất khả thi qua các sự kiện kinh tế nổi bật cụ thể là sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO năm 2001 và cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 3.3 Mô hình tƣơng quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi Dựa vào dữ liệu về các chỉ số bộ ba bất khả thi đã được tính toán cho Việt Nam và mô hình 1 = aMI + bERS + cKAOPEN của ACI (2008) [TLTK 1] tác giả tiến hành kiểm định mối tương quan tuyến tính của các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam. Với MI, ERS, KAOPEN là những chỉ số bộ ba bất khả thi, a, b, c là các hệ số cần ước lượng và theo nhóm tác giả ACI thì hằng số bị bỏ đi. Nếu mô hình phù hợp nghĩa là tồn tại một cơ chế đánh đổi về mặt tỷ trọng giữa các chỉ số. Và nếu tổng có trọng số của các chỉ số bộ ba bất khả thi xoay quanh giá trị 1 thì có thể kết luận rằng có một mối tương quan tuyến tính giữa 3 chỉ số. Kết luận này đồng nghĩa với việc rằng nếu gia tăng 1 (hoặc 2) chỉ số trong bộ ba này sẽ dẫn đến sự sụt giảm của 2 (hoặc 1) chỉ số còn lại. 3.4 Mô hình sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát của nền kinh tế Tác giả tiến hành xem xét bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối có tác động như thế nào đến lạm phát Việt Nam theo mô hình của Orcan Cortuk và Nirvikar Singh (2011) [TLTK 11] và phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) như sau: Infit = α0 + Infit-1 +α1TLMit + α2TRit + α3(TLMit x TRit) +  t Infit: tỷ lệ lạm phát của Việt Nam chính là chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam được thu thập từ IFS. Infit-1: biến trễ của lạm phát TLMit: chỉ số bộ ba bất khả thi cụ thể là MI, ERS, KAOPEN. Dữ liệu về các chỉ số bộ ba được tác giả tính toán theo công thức ở mục 3.1.1, 3.1.2, và 3.1.3
22 TRit: độ lớn của dự trữ ngoại hối (trừ vàng) trên GDP hay (RES/GDP). Dữ liệu về dự trữ ngoại hối (trừ vàng) và GDP được thu thập từ World bank. Tích số (TLMit x TRit): biến tương tác giữa bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối.
23 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1 Cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn 1997-2012 Để xem xét cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2012, tác giả đã tính toán và theo dõi sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi với kết quả như sau: 4.1.1 Ổn định tỷ giá (ERS) Bảng 4.1: Chỉ số Ổn định tỷ giá (ERS) của Việt Nam Năm ERS Năm ERS 1997 0.426 2005 0.912 1998 0.286 2006 0.879 1999 0.942 2007 0.696 2000 0.716 2008 0.457 2001 0.723 2009 0.380 2002 0.854 2010 0.471 2003 0.859 2011 0.274 2004 0.852 2012 1 Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên số liệu ở phụ lục 9 Số liệu ở bảng 4.1 cho ta thấy chỉ số ổn định tỷ giá ERS có giá trị ở mức khá cao gần giá trị 1 và dao động trong biên độ nhỏ từ năm 1999 đến năm 2006, kết quả này phù hợp với tình hình thực tế ở Việt Nam, vì từ năm 1999-2006, tỷ giá VND/USD gần như cố định, chỉ giảm giá trung bình 1% mỗi năm. Tỷ giá của Việt Nam đã được cố định từ giữa năm 2004, khi NHNN công bố rằng sự giảm giá của VND sẽ bị giới hạn trong 1% ở năm 2004.
24 Từ sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008 thì chỉ số ERS đã có xu hướng biến động mạnh hơn với mức độ ổn định tỷ giá ngày càng giảm đặc biệt là vào năm 2011 do sự can thiệp của NHNN chủ động điều chỉnh tỷ giá VND/USD vì mục tiêu tăng trưởng kinh tế, kiềm chế lạm phát cũng như để hỗ trợ xuất khẩu cải thiện cán cân thương mại vốn đã bị thâm hụt nghiêm trọng trong thời gian qua. Năm 2012, chỉ số ERS đạt giá trị 1, điều này cho thấy tỷ giá VND/USD hầu như không biến động do tình trạng nhập siêu của Việt Nam giảm mạnh hay Việt Nam đã xuất siêu 780 triệu USD, lượng kiều hối đạt 10,5 tỷ USD, lạm phát được kiềm chế ở mức thấp nên tình trạng cất giữ ngoại tệ trong dân và trong các doanh nghiệp ít hơn, khiến cho áp lực đối với tỷ giá giảm. Nhìn chung, Việt Nam theo đuổi chính sách tỷ giá ngày càng linh hoạt hơn. Hình 4.1: Chỉ số Ổn định tỷ giá (ERS) của Việt Nam từ năm 1997-2012 Nguồn: Bảng 4.1
25 4.1.2 Độc lập tiền tệ (MI) Bảng 4.2: Chỉ số Độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam Năm MI Năm MI 1997 0.633 2005 0.572 1998 0.750 2006 0.590 1999 0.805 2007 0.789 2000 0.698 2008 0.776 2001 0.602 2009 0.621 2002 0.375 2010 0.731 2003 0.532 2011 0.724 2004 0.315 2012 0.883 Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên số liệu từ phụ lục 10 đến 15 Dựa vào bảng số liệu trên ta thấy mức độ độc lập trong chính sách tiền tệ của Việt Nam là khá cao so với Mỹ, nói cách khác việc điều hành lãi suất của Việt Nam không chịu ảnh hưởng lớn bởi điều hành lãi suất của Mỹ. Trên thực tế để kiềm chế lạm phát cuối năm 2007 đầu năm 2008, NHNN đã thực hiện đồng thời các biện pháp thắt chặt tiền tệ như tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc, chủ động kiểm soát tốc độ tăng tổng phương tiện thanh toán và tăng trưởng dư nợ tín dụng, tăng các loại lãi suất điều hành của NHNN, quy định thắt chặt hơn về cho vay chứng khoán. Hay NHNN đã chuyển hướng điều hành từ ưu tiên kiểm soát lạm phát trong năm 2008 sang chủ động ngăn chặn suy giảm kinh tế trong năm 2009 với chính sách tiền tệ mở rộng như điều chỉnh giảm các mức lãi suất điều hành và tỷ lệ dự trữ bắt buộc, điều hành linh hoạt nghiệp vụ thị trường mở, thực hiện cho vay tái cấp vốn, hoán đổi tiền tệ để kiểm soát lượng tiền cung ứng, bảo đảm thanh khoản cho NHTM.
26 Chính sách tiền tệ mở rộng trên đã dẫn đến lạm phát tăng cao lên mức hai con số (11,8%) vào cuối năm 2010. Đến đầu năm 2011, chỉ số giá tiêu dùng tăng hơn nữa và liên tục tăng sau đó. Để kiềm chế lạm phát, NHNN thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ như giới hạn mức tăng trưởng tín dụng của các tổ chức tín dụng ở mức dưới 20% và tăng trưởng cung tiền (M2) trong năm ở mức 15-16%. Năm 2012 NHNN tiếp tục thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt, thận trọng, linh hoạt phối hợp hài hòa giữa chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa để kiềm chế lạm phát, ổn định giá trị tiền đồng Việt Nam, tăng dần dự trữ ngoại hối, giảm tốc độ tăng trưởng tín dụng, tổng phương tiện thanh toán. Như vậy, chính sách tiền tệ của Việt Nam thời gian qua khá độc lập thể hiện ở việc NHNN đã sử dụng các công cụ của chính sách tiền tệ để thực hiện chính sách phản chu kỳ kinh tế nhằm thực hiện mục tiêu tăng trưởng kinh tế và kiềm chế lạm phát. Nghĩa là nếu nền kinh tế có dấu hiệu phát triển nóng NHNN giảm cung tiền và tăng lãi suất, tăng cung tiền và giảm lãi suất khi nền kinh tế suy thoái. Hình 4.2: Chỉ số Độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam từ năm 1997-2012 Nguồn: Bảng 4.2
27 4.1.3 Hội nhập tài chính (KAOPEN) Bảng 4.3: Chỉ số Hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam Năm KAOPEN Năm KAOPEN 1997 0.208 2005 0.138 1998 0.187 2006 0.203 1999 0.089 2007 0.313 2000 0.091 2008 0.814 2001 0.096 2009 0.259 2002 0.091 2010 0.213 2003 0.082 2011 0.144 2004 0.100 2012 0.105 Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên số liệu ở phụ lục 16 Qua bảng số liệu ta thấy từ năm 1997 đến năm 2005 chỉ số KAOPEN của Việt Nam là rất thấp do Việt Nam kiểm soát vốn khá thận trọng trong giai đoạn này. Cuối năm 2005 đến năm 2008 chỉ số KAOPEN tăng dần và đạt mức giá trị cao nhất 0.814 vào năm 2008 do Việt Nam đã bắt đầu thực hiện chính sách mở cửa hội nhập tài chính sâu hơn cụ thể là ngày 12/12/2005 Chính phủ ban hành đồng thời Luật Đầu tư và Luật Doanh nghiệp, hai luật này ra đời đã tạo ra nhiều cơ chế thoáng hơn cho nhà đầu tư nước ngoài cũng như mở rộng thêm và đa dạng hơn các hình thức đầu tư, trong đó có hình thức sáp nhập và mua lại (M&A) hay ngày 19/09/2005, Chính phủ ban hành Quyết định số 238/2005/QĐ-TTg về tỷ lệ tham gia của bên nước ngoài vào thị trường chứng khoán Việt Nam, theo đó các tổ chức, cá nhân nước ngoài mua, bán chứng khoán trên thị trường chứng khoán Việt Nam được nắm giữ tối đa 49% tổng số cổ phiếu niêm yết, đăng ký giao dịch (thay vì là 30%), cũng như có quy định xóa bỏ việc nhà đầu tư nước ngoài chuyển vốn vào Việt Nam sau 1
28 năm mới được rút ra. Kết quả của việc làm này đã thu hút dòng vốn FDI và FII vào các năm sau đó. Tuy nhiên từ năm 2009 đến nay chỉ số KAOPEN giảm dần do chịu ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu. Hình 4.3: Chỉ số Hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam từ năm 1997-2012 Nguồn: Bảng 4.3 4.1.4 Cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam Hình 4.4: Cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam từ năm 1997-2012 Nguồn: Bảng 4.1, 4.2 và 4.3 Hình 4.4 cho ta thấy được khái quát về cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn 1997-2012, đó là mức độ ổn định tỷ giá ngày càng giảm, mức độ độc
29 lập tiền tệ và hội nhập tài chính ngày càng tăng, ngoại trừ năm 2012 có sự gia tăng đáng kể mức độ ổn định tỷ giá, độc lập tiền tệ và sự sụt giảm của mức độ hội nhập tài chính. 4.2 Mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi ở Việt Nam 4.2.1 Dự trữ ngoại hối Bảng 4.4: Dự trữ ngoại hối trừ vàng củaViệt Nam Đơn vị tính: triệu USD DTNH trừ DTNH trừ Năm Năm vàng vàng 1997 1,985.85 2005 9,050.56 1998 2,002.26 2006 13,384.07 1999 3,326.15 2007 23,479.39 2000 3,416.51 2008 23,890.25 2001 3,674.57 2009 16,447.10 2002 4,121.05 2010 12,466.60 2003 6,224.18 2011 13,539.12 2004 7,041.46 2012 20,698.10 Nguồn: Worldbank Qua bảng số liệu ta thấy trong vòng 7 năm (từ năm 1997 đến năm 2004) dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã tăng gấp 3,6 lần, đặc biệt vào năm 1999 và năm 2003, có sự tăng đột biến mức dự trữ ngoại hối, lên tới hơn 50% so với năm 1998 và năm 2002. Từ năm 2005 đến năm 2008, dự trữ ngoại hối nước ta tăng trưởng mạnh mẽ, từ 9,050.56 triệu USD năm 2005 lên 23,890.25 triệu USD năm 2008 là mức cao
30 nhất từ trước đến nay. Trong hai năm 2009 và 2010, dự trữ ngoại hối liên tục giảm. Lý do là NHNN đã sử dụng nguồn dự trữ ngoại hối này để đáp ứng nhu cầu về USD để thanh toán nhập khẩu trên thị trường do tình trạng nhập siêu và thực hiện gói kích thích tăng trưởng kinh tế trị giá 6,000 triệu USD. Mức dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong thời gian qua tương đối thấp là do một phần thâm hụt cán cân vãng lai lớn vì tình trạng nhập siêu gia tăng trong khi cán cân vốn không đủ bù đắp do ảnh hưởng khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008. Năm 2011 dự trữ ngoại hối đã tăng trở lại và đạt mức 13,539.12 triệu USD. Năm 2012 do Việt Nam xuất siêu 780 triệu USD cùng với lượng kiều hối vào Việt Nam khoảng 10,500 triệu USD đã góp phần làm gia tăng đáng kể dự trữ ngoại hối Việt Nam và đạt 20,698.10 triệu USD. Hình 4.5: Dự trữ ngoại hối trừ vàng của Việt Nam từ năm 1997-2012 Nguồn: Bảng 4.4 4.2.2 Mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi Tác giả đã sử dụng mô hình kim cương dựa trên dữ liệu ở bảng 4.1, 4.2, 4.3 và 4.4 của các chỉ số bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối trên GDP để tiến hành tìm hiểu về mối quan hệ giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối của Việt Nam qua 3 giai đoạn: 1997-2001, 2002-2006, 2007-2012
31 Hình 4.6: Mô hình kim cương của Việt Nam Nguồn: Bảng 4.1, 4.2, 4.3 và 4.4 Mô hình kim cương ở hình 4.6 cho thấy giai đoạn 1997-2001 Việt Nam chú trọng thực hiện chính sách ổn định tỷ giá hối đoái và độc lập tiền tệ với mức dự trữ ngoại hối trên GDP đạt 0.1, giai đoạn 2002-2006 Việt Nam tiếp tục thực hiện chính sách ổn định tỷ giá ở mức cao hơn đồng thời có sự sụt giảm trong chính sách độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính đi kèm với mức dự trữ ngoại hối trên GDP là 0.16, đến giai đoạn 2007-2012 thì Việt Nam lại gia tăng mức độ hội nhập tài chính, độc lập tiền tệ đồng thời thực hiện chính sách tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn với mức dự trữ ngoại hối trên GDP là 0.23. Như vậy, xu hướng chính sách của Việt Nam là ngày càng hướng tới tỷ giá hối đoái linh hoạt, hội nhập tài chính sâu hơn và cố gắng duy trì độc lập tiền tệ ở mức cao với mức dự trữ ngoại hối ngày càng tăng. 4.3 Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam Với dữ liệu về các chỉ số bộ ba đã được tính toán cho Việt Nam từ năm 1997-2012 ở bảng 4.1, 4.2, 4.3 và phương pháp kiểm định độ gãy của nhóm tác giả ACI (2008) tác giả đã kiểm định sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam với kết quả như sau:
32 Bảng 4.5: Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam 1997-2000 2002-2007 2009-2012 Trung bình 0.5925 0.8420 0.5313 Ổn định tỷ giá Chênh lệch 0.2495 -0.3107 (ERS) T-stats 1.662 1.892 P-value 0.188 0.149 Trung bình 0.7215 0.5288 0.7398 Độc lập tiền tệ Chênh lệch (MI) -0.1927 0.211 T-stats 2.118* 2.193* P-value 0.067 0.06 Trung bình 0.1438 0.1545 0.1803 Độ mở tài chính Chênh lệch (KAOPEN) 0.0107 0.0258 T-stats 0.2070 0.484 P-value 0.841 0.641 * mức ý nghĩa 10%, mức ý nghĩa 5%, mức ý nghĩa 1% Nguồn: Tổng hợp từ kết quả ở phụ lục 17 Trong bảng 4.5: cột 3 và cột 4 trình bày kết quả kiểm định sự bằng nhau của giá trị trung bình của các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam trước và sau sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO năm 2001, cột 4 và cột 5 kiểm định trước và sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008. Các dòng 3 và dòng 4 của mỗi chỉ số là giá trị thống kê và mức ý nghĩa của kiểm định. Đầu tiên tác giả không tìm thấy sự thay đổi đáng kể nào trong chỉ số KAOPEN qua 2 sự kiện nói trên. Chỉ số ERS có sự thay đổi về giá trị nhưng sự thay đổi này lại không có ý nghĩa thống kê. Ngược lại với 2 chỉ số trên, chỉ số MI có sự
33 thay đổi mạnh mẽ qua 2 sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO (2001) và cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (2008). 4.4 Mối tƣơng quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam Tác giả sử dụng mô hình 1 = aMI + bERS + cKAOPEN để kiểm tra mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam từ năm 1997 đến 2012 và kết quả như sau: Bảng 4.6: Mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam Biến Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Mức ý nghĩa MI 0.9088 0.2035 4.4647 0.0006 ERS 0.5086 0.1521 3.3434 0.0053 KAOPEN 0.2141 0.2881 1.6368 0.1403 Hệ số xác định R2: 0.9866 R2 hiệu chỉnh: 0.9734 Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu ở bảng 4.1, 4.2 và 4.3 Kết quả trên cho thấy hệ số xác định R2 bằng 0.9866 rất cao đã thể hiện được sự phù hợp của mô hình, nghĩa là tồn tại một cơ chế đánh đổi về mặt tỷ trọng giữa các chỉ số. Và mô hình hồi quy của các chỉ số bộ ba bất khả thi từ năm 1997 đến năm 2012 như sau: 1 = 0.9088*MI + 0.5086ERS + 0.2141KAOPEN Từ mô hình trên ta tính được tổng trọng số của 3 chỉ số bộ ba bất khả thi và từng cặp chỉ số cho từng năm, kết quả ở hình 4.7 cho thấy tổng trọng số của 3 chỉ số xoay quanh giá trị 1. Vì vậy có thể khẳng định Việt Nam có những bằng chứng thực nghiệm để chứng minh sự đánh đổi các chỉ số trong bộ ba bất khả thi như lý thuyết đã trình bày.
34 Hình 4.7: Tương quan tuyến tính và các kết hợp chính sách bộ ba bất khả thi Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu ở bảng 4.1, 4.2, 4.3 và 4.6 4.5 Sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát ở Việt Nam Sau khi xác định các chỉ số bộ ba bất khả thi có mối tương quan tuyến tính, tác giả bắt đầu tiến hành kiểm định tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát ở Việt Nam từ năm 1997 đến 2012 Kết quả kiểm định theo mô hình: Infit = α0 + Infit-1 +α1TLMit + α2TRit + α3(TLMit x TRit) +  t như sau
35 Bảng 4.7: Tác động của bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối lên lạm phát (1) (2) (3) (4) (5) α 6.4079 6.4771 -4.8551 20.3702 9.2824 Sai số chuẩn 7.6827 8.1193 34.1402 15.4038 20.0616 Inf(-1) 0.1879 0.1939 0.1541 0.2571 0.2242 Sai số chuẩn 0.2213 0.2397 0.2778 0.2455 0.3205 MI -1.2645 -1.3492 14.4222 -3.9356 -1.9565 Sai số chuẩn 9.3641 9.8964 47.1652 10.1297 11.1914 ERS -4.9774 -4.5755 -4.9109 -24.3844 -5.2809 Sai số chuẩn 5.757 7.1418 7.5834 20.0114 8.8307 KAOPEN 21.1434 22.0716* 22.1365 33.8522* 8.7576 Sai số chuẩn 7.8623 12.0176 12.6553 16.3200 86.9607 RES/GDP -3.2503 74.3351 -132.965 -13.0648 Sai số chuẩn 30.5055 228.5584 126.2212 71.1692 MI*RES -102.527 Sai số chuẩn 299.0366 ERS*RES 173.3011 Sai số chuẩn 163.702 KAOPEN*RES 52.7541 Sai số chuẩn 340.8541 Số quan sát 16 16 16 16 16 R2 0.5909 0.5914 0.5973 0.6416 0.5926 * mức ý nghĩa 10%, mức ý nghĩa 5%, mức ý nghĩa 1% Nguồn: Tổng hợp từ kết quả ở phụ lục 18
36 Bảng 4.7 trên cho thấy kết quả hồi quy với hệ số xác định R2 nằm trong khoảng [0.5909-0.6416] và hệ số dương của chỉ số hội nhập tài chính cho thấy chính sách hội nhập tài chính có tác động làm tăng lạm phát, nghĩa là càng hội nhập tài chính thì tỷ lệ lạm phát càng cao. Điều này phù hợp hoàn toàn với nghiên cứu của ACI (2008) rằng quốc gia với chính sách hội nhập tài chính càng sâu thì có tỷ lệ lạm phát càng cao. Những chỉ số khác tuy hệ số ước lượng không có ý nghĩa thống kê, nhưng kết quả trên cũng cho ta thấy rõ được tác động của các chỉ số bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối lên lạm phát của nền kinh tế như sau: (1): Inft = 6.4079 + 0.1879*Inft-1 -1.2645*MIt - 4.9774*ERSt + 21.1434*KAOPENt+ t Mô hình (1) cho thấy biến trễ lạm phát và chính sách hội nhập tài chính có tác động làm tăng lạm phát, trong khi đó chính sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát. (2): Inft = 6.4771 + 0.1939*Inft-1 - 1.3492*MIt - 4.5755*ERSt + 22.0716*KAOPENt - 3.2503*TRt + t Mô hình (2) thì biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính có tác động làm tăng lạm phát, trong khi đó chính sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát. (3) Inft = -4.8511 + 0.1541*Inft-1 - 4.9109*ERSt + 22.1365*KAOPENt + 74.3351*TRt + (14.4222 -102.527*TRt)*MIt + t Mô hình (3) lại cho thấy biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính có tác động làm tăng lạm phát, chính sách ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát. Độc lập tiền tệ nếu kết hợp với lượng dự trữ ngoại hối trên GDP vượt ngưỡng 0.1407 sẽ làm giảm lạm phát. (4) Inft = 20.3702 + 0.2571*Inft-1 - 3.9356*MIt + 33.8522*KAOPENt - 132.965*TRt + (-24.3844 + 173.3011*TRt)*ERSt + t Ở mô hình (4) ta thấy, biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính và biến tương tác giữa ổn định tỷ giá và dự trữ ngoại hối tác động làm tăng lạm phát, trong khi đó chính sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát.
37 (5) Inft = 9.2824 + 0.2242*Inft-1 - 1.9565*MIt - 5.8209*ERSt - 13.0648*TRt + (8.7576 + 52.7541*TRt)*KAOPENt +  t Cuối cùng, ở mô hình (5) ta thấy biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính, biến tương tác giữa hội nhập tài chính và dự trữ ngoại hối có tác động làm tăng lạm phát, trong khi đó chính sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát. Tóm lại kết quả ở bảng 4.7 cho thấy biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính, biến tương tác giữa ổn định tỷ giá và dự trữ ngoại hối, giữa hội nhập tài chính và dự trữ ngoại hối có tác động làm tăng lạm phát. Còn chính sách độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá có tác động làm giảm lạm phát. Ngoài ra, nếu độc lập tiền tệ kết hợp với lượng dự trữ ngoại hối trên GDP vượt ngưỡng 0.1407 sẽ làm giảm lạm phát.
38 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 5.1 Kết luận Việc lựa chọn mẫu hình bộ ba bất khả thi thích hợp sẽ hỗ trợ tốt cho quá trình đạt được các mục tiêu đặt ra của một quốc gia, ngược lại có thể dẫn đến sự hỗn loạn và khủng hoảng nền kinh tế nước nhà. Vì vậy, một quốc gia cần phải có sự lựa chọn chính sách thích hợp cho việc điều hành và quản lý bộ ba bất khả thi. Trong bài luận văn này, tác giả đã khái quát những vấn đề cơ bản về lý thuyết bộ ba bất khả thi, cũng như trình bày các nghiên cứu thực nghiệm của nhóm tác giả Aizenman, J., M.D. Chinn và H. Ito và của các tác giả khác trên thế giới về các vấn đề liên quan đến bộ ba bất khả thi, đồng thời tiến hành các nghiên cứu thực nghiệm tương tự về các vấn đề liên quan đến bộ ba bất khả thi ở Việt Nam. Kết quả cho thấy xu hướng chính sách của Việt Nam là ngày càng hướng tới tỷ giá hối đoái linh hoạt, hội nhập tài chính sâu hơn và cố gắng duy trì độc lập tiền tệ ở mức cao. Bên cạnh đó kết quả còn cho thấy chỉ số độc lập tiền tệ MI có sự thay đổi mạnh mẽ sau sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO (2001) và cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (2008), hay nói cách khác là 2 sự kiện trên đã phá vỡ cấu trúc tài chính quốc tế ở Việt Nam qua chỉ số MI. Kết quả cũng khẳng định Việt Nam có những bằng chứng thực nghiệm để chứng minh sự đánh đổi giữa các chỉ số trong bộ ba bất khả thi như lý thuyết. Và cuối cùng bài nghiên cứu phát hiện hội nhập tài chính càng sâu thì mức lạm phát ở Việt Nam càng cao. 5.2 Khuyến nghị Đến nay, các nhà kinh tế học vẫn chưa có nghiên cứu nào đưa ra một công thức pha chế sẵn để điều hành bộ ba bất khả thi ngoài việc phải triển khai toàn diện những lựa chọn chính sách phụ thuộc vào từng diễn biến của nền kinh tế và thị trường. Từ thành công của các thị trường mới nổi và các nghiên cứu gần đây cho thấy rằng cách tiếp cận mềm dẻo bằng chế độ trung gian của bộ ba bất khả thi là giải pháp thích hợp cho trường hợp của Việt Nam vào lúc này. Vấn đề quan trọng
39 nhất của cơ chế trung gian nằm ở bí quyết kiểm soát vốn, kiểm soát vốn hợp pháp Chính phủ có thể vừa cho phép tỷ giá linh hoạt trong khi không muốn cho đồng nội tệ định giá cao bằng cách áp đặt những biện pháp kiểm soát đối với dòng vốn vào và vừa triển khai chính sách tiền tệ bằng cách tăng lãi suất để chống lại tình trạng lạm phát. Do đó, các mục tiêu chính sách của bộ ba bất khả thi là mở cửa tài chính (như thế nào, ưu tiên khu vực nào và đến đâu), tỷ giá linh hoạt với dải băng rộng hơn và độc lập tiền tệ đến mức độ nào cần đặt trong mục tiêu tối thượng của lạm phát mục tiêu. Vì vậy, Việt Nam cần phải có sự lựa chọn rõ ràng sao cho từng bước mở cửa tài chính nhưng không quên kiểm soát vốn, linh hoạt thay vì cố định tỷ giá và sử dụng công cụ chính sách tiền tệ bơm thắt nhịp nhàng đồng thời ngày càng gia tăng dự trữ ngoại hối.
TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt: 1. Nguyễn Khắc Quốc Bảo và cộng sự (2011), “Những rủi ro của quá trình tự do hóa tài chính ở Việt Nam và các biện pháp phòng ngừa”. Báo cáo tổng kết đề tài khoa học và công nghệ cấp bộ, số B.2008-09-55. Đại Học Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh. 2. Trần Ngọc Thơ (2010), “Điều hành bộ ba bất khả thi như thế nào”, Thời báo Kinh Tế Sài Gòn, số ra ngày 30/12/2010
TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Anh: 1. Aizenman, J., M.D. Chinn, and H. Ito (2008), “Assessing the Emerging Global Financial Architecture: Measuring the Trilemma‟s Configurations Over Time”, National Bureau of Economic Research (NBER) Working Paper, 14533. 2. Aizenman, J., M.D. Chinn, and H. Ito (2009), "The Emerging Global Financial Architecture: Tracing and Evaluating the New Patterns of the Trilemma's Configurations" 3. Aizenman, J., M.D. Chinn, and H. Ito (2010), “Surfing the Waves of Globalization: Asia and Financial Globalization in the Context of the Trilemma” 4. Aizenman, J., M.D. Chinn, and H. Ito (2012), “The Impossible Trinity Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing” 5. Aizenman, J. and R. Glick (2008), „‟Sterilization, Monetary Policy, and Global Financial Integration‟‟ 6. Chinn M.D and Ito H. (2008), “A New Measure of Financial Openness”, Journal of Comparative Policy Analysis. 7. Frankel, J.A (1999), “No Single Currency Regime Is Right For All Countries or At All Times”, NBER Working Paper, 7338. 8. Hutchison, M., Sengupta, R., and Singh N., (2010), “India’s trilemma: Financial Liberalization, Exchange Rates and Monetary Policy”, MPRA Paper No. 30422, posted 22 April 2011
9. Lane, P.R and Milesi-Ferretti G.M (2006), “The External Wealth of Nations Mark II: Revised and Extended Estimates of Foreign Assets and Liabilities, 1970-2004” 10. Obstfeld, Jay C. Shambaugh & Alan M. Taylor (2005), “The Trilemma in History: Tradeoffs among Exchange Rates, Monetary Policies, and Capital Mobility”, Review of Economics and Statistics. 11. Orcan Cortuk and Nirvikar Singh (2011), “Turkey’s Trilemma Trade-offs”, MPRA Paper No.35623, posted 30 December 2011. 12. Rose, A.K (1996), “Explaining exchange rate volatility: an empirical analysis of the holy trinity of monetary independence, fixed exchange rate and capital mobility”, Journal of International Money and Finance.
PL-1 Phụ lục 1: Sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi theo thời gian. Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H. Ito (2012). The Impossible Trinity Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing
PL-2 Phục lục 2: Dự trữ ngoại hối/GDP giai đoạn 1980-2010 Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H. Ito (2012). The Impossible Trinity Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing
PL-3 Phụ lục 3: Cấu hình bộ ba bất khả thi và dự trữ quốc tế theo thời gian Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H. Ito (2012). The Impossible Trinity Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing
PL-4 Phụ lục 4: Kiểm định sự phá vỡ cấu trúc trong các chỉ số bộ ba bất khả thi. Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H. Ito (2012). The Impossible Trinity Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing
PL-5 Phụ lục 5: Hồi quy mối tƣơng quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi. 1 = ajMIi,t + bjERSi,t + cjKAOPENi,t +  t Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H. Ito (2012). The Impossible Trinity Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing
PL-6 Phụ lục 6: Định hƣớng chính sách của các nƣớc công nghiệp hóa và các nƣớc đang phát triển. Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H. Ito (2012). The Impossible Trinity Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing
PL-7 Phụ lục 7: Bộ ba bất khả thi, tỷ lệ dự trữ ngoại hối/GDP và lạm phát * mức ý nghĩa 10%, mức ý nghĩa 5%, mức ý nghĩa 1% Nguồn: Orcan Cortuk và Nirvikar Singh (2011). Turkey’s trilemma trade-offs (3) Inft = -12.264 + 0.826*Inft-1 -3.792*ESt + 8.869*KOt + 40.50*TRt + (23.921 -65.02*TRt)*MIt +  t
PL-8 Phụ Lục 8: MÔ HÌNH MUNDELL – FLEMING (Nguồn: Lý thuyết bộ ba bất khả thi liên quan đến những kiến thức cơ bản trong kinh tế vĩ mô và được minh họa thông qua phân tích mô hình IS-LM có xét đến tác động của cán cân thanh toán. Cân bằng bên trong và bên ngoài Mỗi nền kinh tế đều cố gắng để đạt được sự cân bằng vĩ mô dưới hình thức cân bằng bên trong và bên ngoài thông qua nhiều công cụ chính sách khác nhau, nổi bật trong số đó là lãi suất, thuế, mức chi tiêu chính phủ và nợ công. Cân bằng bên trong đạt được khi tổng cầu bằng với tổng cung trong nước tại mức toàn dụng nghĩa là giá cả và sản lượng trong nước được duy trì ở mức mà tại đó thị trường hàng hóa, thị trường tiền tệ và thị trường lao động đều cân bằng. Nếu không đáp ứng đầy đủ những điều kiện trên, nền kinh tế sẽ chịu áp lực lạm phát hoặc suy thoái tương ứng khi tổng cầu vượt quá hoặc thấp hơn mức toàn dụng của nền kinh tế. Các thành phần của tổng cầu được thể hiện trong phương trình sau đây: Yd = C + I + G + NX Trong đó C là chi tiêu dùng, I là chi đầu tư, G là chi tiêu chính phủ và NX là xuất khẩu ròng. NX được xác định bởi: NX = X0 - mY Với X0 là tổng giá trị xuất khẩu, mY là tổng giá trị nhập khẩu. Như vậy, xuất khẩu không phụ thuộc vào mức sản lượng (thu nhập) quốc gia Y nhưng nhập khẩu là một hàm của Y. Thị trường hàng hóa cân bằng khi tổng cầu (Yd) bằng tổng cung (Y). Cán cân thanh toán của một nền kinh tế bao gồm hai thành phần chủ yếu là tài khoản vãng lai và tài khoản vốn, được diễn tả thông qua phương trình sau: BP = NX + KA
PL-9 Do NX chiếm tỷ trọng lớn trong tài khoản vãng lai nên NX được xem như là tài khoản vãng lai và KA là tài khoản vốn (bằng tài sản trong nước được sở hữu bởi công dân nước ngoài trừ đi tài sản nước ngoài được sỡ hữu bởi công dân trong nước). Giả sử chu chuyển vốn là hoàn hảo, ta có tài khoản vốn là một hàm của chênh lệch giữa lãi suất trong nước và lãi suất nước ngoài, cụ thể là: KA = k( r - r* ) Nếu lãi suất trong nước tăng tương đối so với lãi suất nước ngoài thì lợi nhuận đầu tư trong nước cao hơn lợi nhuận đầu tư ra nước ngoài, công dân trong nước và nước ngoài có xu hướng tăng mua tài sản trong nước và giảm mua tài sản nước ngoài, vốn có khuynh hướng đổ vào trong nước. Nói một cách khác, nếu lãi suất trong nước (r) cao hơn lãi suất nước ngoài (r*) thì tài khoản vốn sẽ thặng dư và ngược lại. Các khoản mục của một cán cân thanh toán có thể có sự thâm hụt hoặc thặng dư nhưng cán cân thanh toán tổng thể phải luôn luôn cân bằng2. Đây là một đóng góp quan trọng của mô hình Mundell-Fleming khi đưa yếu tố nước ngoài vào phân tích trong mô hình IS-LM thông qua việc bổ sung đường cán cân thanh toán Hiệu quả của chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ dưới chế độ tỷ giá cố định Mundell và Fleming đã minh họa tính hiệu quả của chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ dưới chế độ tỷ giá cố định thông qua mô hình IS-LM-BP. Đường IS là tập hợp các phối hợp khác nhau giữa thu nhập và lãi suất mà tại đó thị trường hàng hóa cân bằng. Sự dịch chuyển đường IS thể hiện tác động của chính sách tài khóa. Đường LM là tập hợp các phối hợp khác nhau giữa thu nhập 2 Khi tồng lượng ngoại tệ đi vào trong nước lớn hơn (nhỏ hơn) tổng lượng ngoại tệ đi ra khỏi nước thì cán cân thanh toán thặng dư (thâm hụt). Khi cán cân thanh toán thâm hụt hay thặng dư sẽ xuất hiện khoản tài trợ chính thức (OF: official financing). Khoản tài trợ chính thức phản ánh lượng dự trữ ngoại tệ mà NHTW phải chi ra khi cán cân thanh toán thâm hụt hay thu về khi cán cân thanh toán thặng dư để giữ cho cán cân thanh toán tổng thể luôn cân bằng. Trong cơ chế tỷ giá thả nổi hoàn toàn, cán cân thanh toán luôn cân bằng, do đó khoản tài trợ chính thức luôn bằng 0.
PL-10 và lãi suất mà tại đó thị trường tiền tệ cân bằng. Sự dịch chuyển đường LM thể hiện tác động của chính sách tiền tệ. Sự tác động của chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ có thể làm thay đổi các trạng thái của cán cân thanh toán. Đường BP là tập hợp những phối hợp khác nhau giữa thu nhập và lãi suất mà ở đó cán cân thanh toán cân bằng. Đường BP dốc lên thể hiện mối quan hệ đồng biến giữa lãi suất và thu nhập. Phát hiện này là một sự tiến bộ lớn của mô hình Mundell-Fleming so với mô hình Keynes. Giả sử cán cân thanh toán cân bằng (BP = 0) ở mức thu nhập Y và lãi suất r. Nếu Y tăng thì lượng nhập khẩu mY tăng làm cho tài khoản vãng lai NX giảm và do đó BP 0). Giả sử ban đầu, nền kinh tế đang cân bằng bên trong và bên ngoài tại điểm E (Y*, r*) trên hình 1. Khi chính phủ áp dụng chính sách tài khóa mở rộng, đường IS dịch chuyển đến IS‟, cắt LM tại G, nền kinh tế đạt cân bằng bên trong: sản lượng tăng đồng thời lãi suất cũng tăng. Kết quả, dòng vốn có xu hướng chảy vào trong nước nên cán cân thanh toán sẽ thặng dư và tỷ giá có xu hướng giảm. Để duy trì tỷ giá cố định, NHTW phải đưa thêm lượng nội tệ vào nền kinh tế để mua ngoại tệ. Do đó, đường LM dịch chuyển sang phải thành LM‟, tạo điểm cân bằng vĩ mô mới tại H. Đây là điểm cân bằng dài hạn bền vững.
PL-11 Hình 1: Quan hệ IS - LM - BP trong chế độ tỷ giá cố định. Trong một trường hợp khác, xuất phát từ điểm E (Y*, r*), nếu chúng ta áp dụng một chính sách tiền tệ mở rộng thì đường LM dịch chuyển sang phải thành đường LM‟. Nền kinh tế cân bằng bên trong tại điểm F: sản lượng tăng lên, lãi suất giảm. Do đó, dòng vốn có xu hướng chảy ra nước ngoài khiến cán cân thanh toán thâm hụt và tỷ giá có xu hướng tăng lên. Để duy trì tỷ giá ban đầu, NHTW phải bán ngoại tệ ra để đổi lấy nội tệ, do đó lượng dự trữ ngoại tệ giảm và lượng cung tiền trong nước cũng giảm xuống. Kết quả, đường LM dịch chuyển sang trái trở lại vị trí ban đầu và điểm cân bằng sẽ quay về lại điểm E. Nghĩa là sản lượng sau khi gia tăng trong một thời gian ngắn sẽ quay lại điểm cân bằng ban đầu. Như vậy, dưới chế độ tỷ giá cố định và chu chuyển vốn hoàn hảo, chính sách tài khóa có hiệu quả cao trong khi chính sách tiền tệ không có hiệu quả. Hiệu quả của chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa dưới chế độ tỷ giá linh hoạt Giả sử nền kinh tế đang cân bằng bên trong và bên ngoài tại điểm E(Y*, r*)
PL-12 trên hình 2. Một chính sách tiền tệ mở rộng sẽ làm đường LM dịch chuyển sang phải thành đường LM‟. Nền kinh tế cân bằng bên trong tại điểm F. Tại điểm F, sản lượng tăng lên, lãi suất trong nước giảm xuống, do đó vốn có xu hướng chảy ra nước ngoài khiến cán cân thanh toán bị thâm hụt và tỷ giá có xu hướng tăng lên. Khi tỷ giá tăng lên nghĩa là đồng nội tệ bị giảm giá, nhờ đó làm tăng sức cạnh tranh quốc tế dẫn đến xuất khẩu tăng và nhập khẩu giảm nên NX tăng lên. Kết quả, lượng ngoại tệ đi vào ròng tăng lên, làm đường IS và BP dịch chuyển sang phải là IS‟ và BP‟ hình thành nên điểm cân bằng mới tại J ở mức sản lượng cao hơn sản lượng cân bằng ban đầu. Như vậy, chính sách tiền tệ có tác dụng mạnh để gia tăng sản lượng. Hình 2: Quan hệ IS - LM - BP trong điều kiện tỷ giá thả nổi. Ta xét xem tác động của chính sách tài khóa. Xuất phát từ điểm E là điểm cân bằng ban đầu. Một chính sách tài khóa mở rộng làm đường IS dịch chuyển sang phải thành IS”. Nền kinh tế đạt cân bằng bên trong tại điểm G với sản lượng tăng đồng thời lãi suất trong nước cũng tăng. Kết quả, dòng vốn chảy vào có xu hướng tăng nên cán cân thanh toán thặng dư và do đó tỷ giá có xu hướng giảm xuống. Khi tỷ giá giảm nghĩa là đồng nội tệ tăng giá làm sức cạnh tranh giảm, do
PL-13 đó xuất khẩu ròng NX giảm và lượng ngoại tệ đi vào ròng giảm nên đường BP sẽ dịch chuyển sang trái thành BP” và đường IS” sẽ dịch chuyển ngược lại thành IS‟ hình thành nên điểm cân bằng mới K với sản lượng và lãi suất đều giảm so với mục tiêu. Như vậy, chính sách tài khóa có tác dụng yếu hơn trong việc gia tăng sản lượng. Qua đó, ta rút ra kết luận: trong chế độ tỷ giá linh hoạt và dòng vốn chu chuyển hoàn toàn, chính sách tiền tệ có tác dụng mạnh hơn trong khi chính sách tài khóa có tác dụng yếu hơn. Từ những phân tích trên, mô hình Mundell-Fleming hàm ý rằng: hiệu quả của chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa phụ thuộc vào cơ chế tỷ giá hối đoái và mức độ kiểm soát vốn ở mỗi quốc gia.
PL-14 Phụ lục 9: Tỷ giá VND/USD giai đoạn 1997-2012 Đơn vị tính: Việt Nam đồng Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Tháng 1 11,132 12,292 13,880 14,053 14,546 15,117 15,411 15,696 15,832 15,922 16,036 16,091 16,978 17,941 18,932 20,828 2 11,204 12,977 13,880 14,058 14,565 15,192 15,415 15,758 15,803 15,910 15,990 16,050 16,972 18,544 20,673 20,828 3 11,651 12,982 13,902 14,062 14,545 15,250 15,443 15,724 15,823 15,927 16,024 15,960 16,954 18,544 20,703 20,828 4 11,655 12,985 13,907 14,070 14,567 15,249 15,459 15,721 15,832 15,934 16,047 15,967 16,937 18,544 20,698 20,828 5 11,656 12,982 13,914 14,085 14,662 15,261 15,476 15,745 15,851 15,959 16,087 16,086 16,938 18,544 20,643 20,828 6 11,666 12,985 13,931 14,085 14,845 15,321 15,499 15,723 15,857 15,996 16,125 16,514 16,953 18,544 20,618 20,828 7 11,679 12,990 13,953 14,093 14,941 15,321 15,517 15,752 15,884 16,007 16,147 16,495 16,967 18,544 20,608 20,828 8 11,696 13,907 13,965 14,121 14,994 15,331 15,522 15,764 15,878 16,014 16,270 16,495 16,974 18,932 20,628 20,828 9 11,718 13,907 13,993 14,215 15,003 15,347 15,557 15,755 15,895 16,055 16,105 16,517 16,991 18,932 20,628 20,828 10 12,009 13,907 14,008 14,378 15,033 15,364 15,645 15,748 15,905 16,083 16,100 16,511 17,010 18,932 20,803 20,828 11 12,287 13,895 14,013 14,499 15,068 15,385 15,630 15,777 15,916 16,089 16,125 16,481 17,956 18,932 20,803 20,828 12 12,292 13,890 14,028 14,514 15,084 15,403 15,646 15,777 15,916 16,054 16,114 16,977 17,941 18,932 20,828 20,828 Nguồn: International Financial Statistics (IFS)
PL-15 Phụ lục 10: Lãi suất chiết khấu (discount rate) của Việt Nam giai đoạn 1997-2012 Đơn vị tính: %/năm Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Tháng 1 10.8 12 12 6 6 4.8 4.8 5 5 5 6.5 6.5 8 8 9 15 2 10.8 12 12 6 6 4.8 4.8 5 5 5 6.5 7.5 8 8 11 15 3 10.8 12 12 6 6 4.8 6.6 5 5 5 6.5 7.5 8 8 12 14 4 10.8 12 12 6 5.4 4.8 6.6 5 5 5 6.5 7.5 7 8 13 13 5 10.8 12 12 6 5.4 4.8 6.6 5 5 5 6.5 7.5 7 8 14 12 6 10.8 12 9.6 5.4 5.4 4.8 6 5 5 5 6.5 15 7 8 14 11 7 10.8 12 9.6 5.4 4.8 4.8 6 5 5 5 6.5 15 7 8 14 10 8 10.8 12 9.6 5.4 4.8 4.8 5 5 5 5 6.5 15 7 8 14 10 9 10.8 12 8.4 5.4 4.8 4.8 5 5 5 5 6.5 15 7 8 14 10 10 10.8 12 8.4 5.4 4.8 4.8 5 5 5 5 6.5 14 7 8 15 10 11 10.8 12 6 6 4.8 4.8 5 5 5 5 6.5 12.5 7 9 15 10 12 10.8 12 6 6 4.8 4.8 5 5 5 6.5 6.5 10.25 8 9 15 9 Nguồn: International Financial Statistics (IFS)
PL-16 Phụ lục 11: Lãi suất tiền gửi (deposit rate) của Việt Nam giai đoạn 1997-2012 Đơn vị tính: %/năm Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Tháng 1 9.9 8.7 9.16 3.6 5.4 5.85 6.78 5.97 6.54 7.53 7.68 7.2 6.99 10.23 13.88 14 2 9.9 9.15 9.16 3.6 5.16 5.85 6.84 5.97 6.54 7.65 7.68 8.97 6.54 10.23 14 14 3 10.2 9 9 3.6 5.16 6 6.99 5.97 6.54 7.65 7.65 11.19 7.11 10.32 14 12.96 4 9.9 9.42 9.07 3.6 5.4 6.39 6.99 5.97 7.2 7.65 7.65 11.52 7.17 10.97 14 12 5 9.3 9.42 8.93 3.6 4.68 6.39 6.99 5.97 7.2 7.53 7.65 13.25 7.32 11.18 14 11.04 6 7.95 9.42 8.56 3.54 4.8 6.39 7.14 5.97 7.2 7.65 7.44 16.64 7.5 11.22 14 9 7 7.5 9.15 9 3.54 4.8 6.54 7.14 5.97 7.2 7.65 7.44 16.89 7.62 11.1 14 9 8 7.5 9.3 8.17 3.54 5.4 6.78 6.56 6.21 7.2 7.65 7.44 17.16 7.95 11.1 14 9 9 7.5 9.3 4.96 3.54 5.4 6.78 6.12 6.48 7.53 7.65 7.44 16.92 8.13 11.1 14 9 10 7.5 9.3 3.6 3.72 5.9 6.78 5.97 6.51 7.53 7.65 7.44 15.24 8.4 11 14 9 11 7.5 9.3 4.96 3.72 5.85 6.78 5.97 6.51 7.53 7.65 7.2 10.02 9.96 12 14 9 12 7.5 9.3 3.9 4.24 5.7 6.84 5.97 6.54 7.53 7.65 7.2 7.77 10.23 13.88 14 8 Nguồn: International Financial Statistics (IFS)
PL-17 Phụ lục 12: Lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) của Việt Nam giai đoạn 1997-2012 Đơn vị tính: %/năm Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2012 Tháng 1 11.3 11.3 11.5 6 5.4 5.67 6.16 5.5 5.95 6.3 3.51 8.21 7.49 11.2 2 11.3 11.3 11.5 6 5.4 5.75 6.2 5.5 6 6.28 3.56 8.21 6 11.2 3 11.7 12 11 5.7 5.5 5.75 6.2 5.68 6.03 6.25 3.82 8.21 6.88 11.47 4 12 11.7 10.2 5.7 5.45 5.85 6.25 5.72 6.08 5.87 3.91 8.21 7.2 11.3 5 12 11.8 9.9 5.4 5.45 6 6.25 5.6 6.1 5.68 4.03 8.21 7.48 9.19 6 11.8 11.5 9.6 5.1 5.45 6 6.25 5.8 6.19 5.12 4.3 8.21 8.18 5.67 7 11.2 11.7 9.4 5 5.51 6.01 6.2 5.85 6.2 4.04 4.7 8.21 8.36 8.5 8 10.9 11.7 9 5.1 5.64 6.1 6.07 5.85 6.25 3.71 4.8 15.6 8.3 8.5 9 10.3 11.7 7.9 5.1 5.8 6.1 5.16 5.85 6.15 3.44 4.8 15.4 8.3 6.4 10 9.5 11.6 6.5 5.2 5.7 5.98 4.88 5.85 6.09 3.36 4.8 14.15 9 6.4 11 9.3 11.6 4.9 5.3 5.25 5.83 5.05 5.45 6.18 3.35 4.8 10.85 9.13 6.4 12 9 11.6 4.9 5.4 5.33 5.98 5.25 5.45 6.3 3.34 4.8 8.56 10.11 6.4 Nguồn: International Financial Statistics (IFS)
PL-18 Phụ lục 13: Lãi suất chiết khấu (discount rate) của Mỹ giai đoạn 1997-2012 Đơn vị tính: %/năm Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Tháng 1 5.25 5.5 4.75 5.5 6.016 1.75 1.25 1 2.25 4.258 5.25 3.976 0.125 0.125 0.125 0.125 2 5.25 5.5 4.75 5.75 5.5 1.75 1.25 1 2.491 4.5 5.25 3 0.125 0.125 0.125 0.125 3 5.5 5.5 4.75 6 5.307 1.75 1.25 1 2.581 4.532 5.25 2.661 0.125 0.125 0.125 0.125 4 5.5 5.5 4.75 6 4.783 1.75 1.25 1 2.75 4.75 5.25 2.242 0.125 0.125 0.125 0.125 5 5.5 5.5 4.75 6.5 4.226 1.75 1.25 1 2.984 4.927 5.25 2 0.125 0.125 0.125 0.125 6 5.5 5.5 5 6.5 3.967 1.75 1.2 1.008 3.008 5.017 5.25 2 0.125 0.125 0.125 0.125 7 5.5 5.5 5 6.5 3.75 1.75 1 1.25 3.25 5.25 5.25 2 0.125 0.125 0.125 0.125 8 5.5 5.5 5.25 6.5 3.661 1.75 1 1.427 3.436 5.25 5.25 2 0.125 0.125 0.125 0.125 9 5.5 5.25 5.25 6.5 3.267 1.75 1 1.583 3.592 5.25 5.033 2 0.125 0.125 0.125 0.125 10 5.5 5 5.25 6.5 2.516 1.75 1 1.75 3.75 5.25 4.742 1.565 0.125 0.125 0.125 0.125 11 5.5 4.75 5.5 6.5 2.083 1.333 1 1.925 4 5.25 4.5 1 0.125 0.125 0.125 0.125 12 5.5 4.75 5.5 6.5 1.831 1.25 1 2.145 4.153 5.25 4.331 0.543 0.125 0.125 0.125 0.125 Nguồn: International Financial Statistics (IFS)
PL-19 Phụ lục 14: Lãi suất thị trƣờng (Money market rate) của Mỹ giai đoạn 1997-2012 Đơn vị tính: %/năm Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Tháng 1 5.25 5.56 4.63 5.45 5.98 1.73 1.24 1 2.29 4.29 5.25 3.94 0.15 0.11 0.17 0.08 2 5.19 5.51 4.76 5.73 5.49 1.74 1.26 1.01 2.5 4.49 5.26 2.98 0.22 0.13 0.16 0.1 3 5.39 5.49 4.81 5.85 5.31 1.73 1.25 1 2.63 4.59 5.26 2.61 0.18 0.16 0.14 0.13 4 5.51 5.45 4.74 6.02 4.8 1.75 1.26 1.01 2.78 4.77 5.25 2.28 0.15 0.2 0.1 0.14 5 5.5 5.49 4.74 6.27 4.21 1.75 1.26 1 3 4.93 5.25 1.98 0.18 0.2 0.09 0.16 6 5.56 5.56 4.76 6.53 3.97 1.75 1.22 1.03 3.04 5 5.25 2 0.21 0.18 0.09 0.16 7 5.52 5.54 4.99 6.54 3.77 1.73 1.01 1.27 3.25 5.25 5.26 2.01 0.16 0.18 0.07 0.16 8 5.54 5.55 5.07 6.5 3.65 1.74 1.03 1.43 3.49 5.25 5.02 2 0.16 0.19 0.1 0.13 9 5.54 5.51 5.22 6.52 3.07 1.75 1.01 1.62 3.64 5.25 4.94 1.81 0.15 0.19 0.08 0.14 10 5.5 5.07 5.2 6.51 2.49 1.75 1.01 1.75 3.76 5.25 4.76 0.97 0.12 0.19 0.07 0.16 11 5.52 4.83 5.42 6.51 2.09 1.34 1 1.93 4 5.25 4.49 0.39 0.12 0.19 0.08 0.16 12 5.5 4.68 5.3 6.4 1.82 1.24 0.98 2.16 4.16 5.24 4.24 0.16 0.12 0.18 0.07 0.16 Nguồn: International Financial Statistics (IFS)
PL-20 Phụ lục 15: Lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) của Mỹ giai đoạn 1997-2012 Đơn vị tính: %/năm Năm 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2012 Tháng 1 5.05 5.09 4.34 5.33 5.27 1.66 1.17 0.89 2.32 4.2 4.96 2.86 0.12 0.02 2 5. 5.11 4.45 5.56 4.93 1.73 1.16 0.92 2.53 4.41 5.02 2.21 0.31 0.08 3 5.14 5.03 4.48 5.72 4.5 1.81 1.12 0.94 2.75 4.51 4.96 1.38 0.25 0.09 4 5.17 5 4.28 5.66 3.91 1.72 1.14 0.94 2.78 4.59 4.87 1.32 0.17 0.08 5 5.13 5.03 4.51 5.92 3.66 1.74 1.08 1.03 2.85 4.72 4.77 1.71 0.19 0.09 6 4.92 4.99 4.59 5.74 3.48 1.71 0.94 1.27 2.98 4.79 4.63 1.89 0.17 0.09 7 5.07 4.96 4.6 5.93 3.54 1.68 0.9 1.35 3.21 4.96 4.83 1.72 0.19 0.1 8 5.13 4.94 4.75 6.11 3.39 1.63 0.95 1.48 3.45 4.98 4.34 1.79 0.18 0.11 9 4.97 4.74 4.73 5.99 2.87 1.63 0.94 1.65 3.46 4.82 4.01 1.46 0.13 0.1 10 4.95 4.08 4.87 6.1 2.22 1.59 0.92 1.75 3.7 4.89 3.96 0.84 0.08 0.1 11 5.15 4.44 5.06 6.18 1.93 1.25 0.94 2.06 3.9 4.95 3.49 0.3 0.06 0.11 12 5.16 4.42 5.23 5.83 1.72 1.2 0.9 2.2 3.89 4.84 3.08 0.04 0.07 0.08 Nguồn: International Financial Statistics (IFS)
PL-21 Phụ lục 16: Vốn đầu tƣ trực tiếp, GDP và CPI của Việt Nam giai đoạn 1997-2012 Vốn đầu tƣ Vốn đầu tƣ trực tiếp ra trực tiếp nƣớc nƣớc ngoài ngoài vào VN GDP Năm (triệu USD) (triệu USD) (triệu USD) CPI (%) 1997 5,590.7 26,843.7 3.2095 1998 1.85 5,099.9 27,209.6 7.2662 1999 12.34 2,565.4 28,683.66 4.1171 2000 7.17 2,838.9 31,172.52 -1.7103 2001 7.7 3,142.8 32,685.2 -0.4315 2002 191.5 2,998.8 35,058.22 3.8308 2003 62.39 3,191.2 39,552.51 3.2199 2004 12.46 4,547.6 45,427.85 7.7591 2005 437.91 6,839.8 52,917.3 8.2814 2006 349.11 12,004. 60,913.52 7.3858 2007 911.82 21,347.8 71,015.59 8.3038 2008 2,386.2 71,726. 91,094.05 23.1163 2009 2,051.94 23,107.3 97,180.3 7.0546 2010 2,817.53 19,886.1 106,426.85 8.8616 2011 2,168.79 15,598.1 123,600.14 18.6775 2012 1,298 13,000 136,000 9.0942 Nguồn: Tổng cục thống kê, Bộ kế họach đầu tư, Worldbank và IFS
PL-22 Phụ lục 17: Kết quả kiểm định sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ERS: A:1997-2000, B:2002-2007 Group Statistics KD N Mean Std. Deviation Std. Error Mean ERS A 4 .59250 .293863 .146932 B 6 .84200 .074991 .030615 Independent Samples Test Levene's Test for Equality of Variances t-test for Equality of Means 95% Confidence Interval of the Difference F Sig. t df Sig. (2-tailed) Mean Difference Std. Error Difference Lower Upper ERS Equal variances 13.756 .006 -2.040 8 .076 -.249500 .122301 -.531527 .032527 assumed Equal variances not -1.662 3.262 .188 -.249500 .150087 -.706126 .207126 assumed Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu ở bảng 4.1
PL-23 ERS: B:2002-2007, C:2009-2012 Group Statistics KD N Mean Std. Deviation Std. Error Mean ERS B 6 .84200 .074991 .030615 C 4 .53125 .322703 .161351 Independent Samples Test Levene's Test for Equality of Variances t-test for Equality of Means 95% Confidence Interval of the Std. Error Difference F Sig. t df Sig. (2-tailed) Mean Difference Difference Lower Upper ERS Equal variances 6.212 .037 2.333 8 .048 .310750 .133176 .003645 .617855 assumed Equal variances not 1.892 3.217 .149 .310750 .164230 -.192482 .813982 assumed Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu ở bảng 4.1
PL-24 MI: A:1997-2000, B:2002-2007 Group Statistics KD N Mean Std. Deviation Std. Error Mean MI A 4 .72150 .073414 .036707 B 6 .52883 .168932 .068966 Independent Samples Test Levene's Test for Equality of Variances t-test for Equality of Means 95% Confidence Interval of the Difference F Sig. t df Sig. (2-tailed) Mean Difference Std. Error Difference Lower Upper MI Equal variances 1.513 .254 2.118 8 .067 .192667 .090961 -.017090 .402424 assumed Equal variances 2.466 7.263 .042 .192667 .078127 .009273 .376061 not assumed Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu ở bảng 4.2
PL-25 MI: B:2002-2007, C:2009-2012 Group Statistics KD N Mean Std. Deviation Std. Error Mean MI B 6 .52883 .168932 .068966 C 4 .73975 .107930 .053965 Independent Samples Test Levene's Test for Equality of Variances t-test for Equality of Means 95% Confidence Interval of the Difference F Sig. t df Sig. (2-tailed) Mean Difference Std. Error Difference Lower Upper MI Equal variances .743 .414 -2.193 8 .060 -.210917 .096187 -.432725 .010891 assumed Equal variances -2.409 7.999 .043 -.210917 .087570 -.412858 -.008975 not assumed Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu ở bảng 4.2
PL-26 KAOPEN: A:1997-2000, B:2002-2007 Group Statistics KD N Mean Std. Deviation Std. Error Mean KAOPEN A 4 .14375 .062660 .031330 B 6 .15450 .089449 .036517 Independent Samples Test Levene's Test for Equality of Variances t-test for Equality of Means 95% Confidence Interval of the Difference F Sig. t df Sig. (2-tailed) Mean Difference Std. Error Difference Lower Upper KAOPEN Equal variances .383 .553 -2.067 8 .841 -.010750 .051934 -.130509 .109009 assumed Equal variances not -2.23 7.919 .829 -.010750 .048115 -.121902 .100402 assumed Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu ở bảng 4.3
PL-27 KAOPEN: B:2002-2007, C:2009-2012 Group Statistics KD N Mean Std. Deviation Std. Error Mean KAOPEN B 6 .15450 .089449 .036517 C 4 .18025 .068922 .034461 Independent Samples Test Levene's Test for Equality of Variances t-test for Equality of Means 95% Confidence Interval of the Difference F Sig. t df Sig. (2-tailed) Mean Difference Std. Error Difference Lower Upper KAOPEN Equal variances .254 .628 -.484 8 .641 -.025750 .053159 -.148334 .096834 assumed Equal variances not -.513 7.697 .622 -.025750 .050210 -.142333 .090833 assumed Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu ở bảng 4.3
PL-28 Phụ lục 18: Kết quả kiểm định tác động của bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối lên lạm phát (1): Inft = α0 + α1Inft-1 + α2MIt + α3ERSt + α4KAOPENt +  t Variables Entered/Removedb Variables Variables Model Entered Removed Method 1 KAOPEN, laginf, . Enter ERS, MIa a. All requested variables entered. b. Dependent Variable: inf Model Summary Adjusted R Std. Error of the Model R R Square Square Estimate 1 .769a .591 .427 4.8095814 a. Predictors: (Constant), KAOPEN, laginf, ERS, MI ANOVAb Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 334.074 4 83.518 3.611 .045a Residual 231.321 10 23.132 Total 565.394 14 a. Predictors: (Constant), KAOPEN, laginf, ERS, MI Coefficientsa Standardized Unstandardized Coefficients Coefficients Model B Std. Error Beta t Sig. 1 (Constant) 6.408 7.683 .834 .424 laginf .188 .221 .191 .849 .416 MI -1.265 9.364 -.032 -.135 .895 ERS -4.977 5.757 -.194 -.865 .408 KAOPEN 21.144 7.862 .616 2.689 .023 a. Dependent Variable: inf Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu ở bảng 4.1, 4.2, 4.3, 4.4 và phụ lục 16
PL-29 (2): Inft = α0 + α1Inft-1 + α2MIt + α3ERSt + α4KAOPENt + α5TRt +  t Variables Entered/Removedb Variables Variables Model Entered Removed Method 1 RESGDP, ERS, laginf, MI, . Enter KAOPENa a. All requested variables entered. b. Dependent Variable: inf Model Summary Adjusted R Std. Error of the Model R R Square Square Estimate 1 .769a .591 .364 5.0665496 a. Predictors: (Constant), RESGDP, ERS, laginf, MI, KAOPEN ANOVAb Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 334.365 5 66.873 2.605 .100a Residual 231.029 9 25.670 Total 565.394 14 a. Predictors: (Constant), RESGDP, ERS, laginf, MI, KAOPEN b. Dependent Variable: inf Coefficientsa Standardized Unstandardized Coefficients Coefficients Model B Std. Error Beta t Sig. 1 (Constant) 6.477 8.119 .798 .446 laginf .194 .240 .197 .809 .439 MI -1.349 9.896 -.034 -.136 .895 ERS -4.576 7.142 -.179 -.641 .538 KAOPEN 22.072 12.018 .643 1.837 .099 RESGDP -3.250 30.506 -.035 -.107 .917 a. Dependent Variable: inf
PL-30 (3):Inft =α0 + α1Inft-1 + α2MIt + α3ERSt + α4KAOPENt + α5TRt + α6(MIt x TRt) +  t Variables Entered/Removedb Variables Variables Model Entered Removed Method 1 MIRES, ERS, laginf, MI, . Enter KAOPEN, RESGDPa a. All requested variables entered. b. Dependent Variable: inf Model Summary Adjusted R Std. Error of the Model R R Square Square Estimate 1 .773a .597 .295 5.3348354 a. Predictors: (Constant), MIRES, ERS, laginf, MI, KAOPEN, RESGDP ANOVAb Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 337.711 6 56.285 1.978 .183a Residual 227.684 8 28.460 Total 565.394 14 a. Predictors: (Constant), MIRES, ERS, laginf, MI, KAOPEN, RESGDP Coefficientsa Standardized Unstandardized Coefficients Coefficients Model B Std. Error Beta t Sig. 1 (Constant) -4.855 34.140 -.142 .890 laginf .154 .278 .156 .555 .594 MI 14.422 47.165 .360 .306 .768 ERS -4.911 7.583 -.192 -.648 .535 KAOPEN 22.136 12.655 .645 1.749 .118 RESGDP 74.335 228.558 .790 .325 .753 MIRES -102.527 299.037 -.951 -.343 .741 a. Dependent Variable: inf
PL-31 (4)Inft =α0 + α1Inft-1 + α2MIt + α3ERSt + α4KAOPENt + α5TRt + α6(ERSt x TRt) +  t Variables Entered/Removedb Variables Variables Model Entered Removed Method 1 ERSRES, MI, KAOPEN, laginf, . Enter ERS, RESGDPa a. All requested variables entered. b. Dependent Variable: inf Model Summary Adjusted R Std. Error of the Model R R Square Square Estimate 1 .801a .642 .373 5.0329099 a. Predictors: (Constant), ERSRES, MI, KAOPEN, laginf, ERS, RESGDP ANOVAb Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 362.753 6 60.459 2.387 .127a Residual 202.641 8 25.330 Total 565.394 14 a. Predictors: (Constant), ERSRES, MI, KAOPEN, laginf, ERS, RESGDP Coefficientsa Standardized Unstandardized Coefficients Coefficients Model B Std. Error Beta t Sig. 1 (Constant) 20.370 15.404 1.322 .223 laginf .257 .245 .261 1.047 .326 MI -3.936 10.130 -.098 -.389 .708 ERS -24.384 20.011 -.952 -1.219 .258 KAOPEN 33.852 16.320 .986 2.074 .072 RESGDP -132.965 126.221 -1.412 -1.053 .323 ERSRES 173.301 163.702 1.593 1.059 .321 a. Dependent Variable: inf
PL-32 (5):Inft =α0 + α1Inft-1 + α2MIt + α3ERSt + α4KAOPENt + α5TRt + α6(KAOPENt x TRt) +  t Variables Entered/Removedb Variables Variables Model Entered Removed Method 1 KAOPENRES, laginf, ERS, MI, . Enter RESGDP, KAOPENa a. All requested variables entered. b. Dependent Variable: inf Model Summary Adjusted R Model R R Square Square Std. Error of the Estimate 1 .770a .593 .287 5.3658600 a. Predictors: (Constant), KAOPENRES, laginf, ERS, MI, RESGDP, KAOPEN ANOVAb Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 335.055 6 55.842 1.939 .190a Residual 230.340 8 28.792 Total 565.394 14 a. Predictors: (Constant), KAOPENRES, laginf, ERS, MI, RESGDP, KAOPEN Coefficientsa Standardized Unstandardized Coefficients Coefficients Model B Std. Error Beta t Sig. 1 (Constant) 9.282 20.062 .463 .656 laginf .224 .321 .227 .700 .504 MI -1.956 11.191 -.049 -.175 .866 ERS -5.281 8.831 -.206 -.598 .566 KAOPEN 8.758 86.961 .255 .101 .922 RESGDP -13.065 71.169 -.139 -.184 .859 KAOPENRES 52.754 340.854 .451 .155 .881 a. Dependent Variable: inf