Giới thiệu
Lý thuyết bộ ba bất khả thi trong tài chính quốc tế cho thấy rằng một quốc gia không thể đồng thời đạt được ba mục tiêu: tỷ giá cố định, hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ Các quốc gia không tuân thủ nguyên lý này thường đối mặt với khủng hoảng Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng cấu trúc bộ ba bất khả thi có sự thay đổi theo thời gian và có sự đánh đổi giữa các chỉ số này Những nghiên cứu cũng làm rõ tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến nền kinh tế vĩ mô, từ đó cung cấp định hướng cho chính sách điều hành phù hợp.
Nghiên cứu về cấu trúc bộ ba bất khả thi và tác động của nó cùng với dự trữ ngoại hối đến nền kinh tế vĩ mô đang ngày càng trở nên quan trọng và thu hút sự chú ý tại nhiều quốc gia Do đó, tác giả đã chọn đề tài "Nghiên cứu bộ ba bất khả thi ở Việt Nam" nhằm làm rõ những vấn đề liên quan đến chủ đề này.
+ 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?
Trong giai đoạn 1997-2012, việc đo lường và theo dõi sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giúp làm rõ cấu hình bộ ba bất khả thi và các lựa chọn chính sách liên quan.
Xem xét sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam sau những sự kiện kinh tế tài chính nổi bật trên thế giới giúp chúng ta hiểu rõ hơn về tác động của các sự kiện này đối với nền kinh tế Việt Nam Những biến động toàn cầu đã làm thay đổi cách thức vận hành của bộ ba này, từ đó ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ và tài chính quốc gia Việc phân tích những tác động này là cần thiết để đưa ra các giải pháp phù hợp nhằm ổn định nền kinh tế trong bối cảnh toàn cầu biến động.
Kiểm định mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi tại Việt Nam giúp làm rõ sự đánh đổi thực sự giữa các chỉ số này Việc phân tích này cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối liên hệ giữa các yếu tố kinh tế, từ đó hỗ trợ đưa ra các quyết định chính sách phù hợp.
- 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
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
Tổng quan các nghiên cứu trước đây
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”
Mô hình Mundell-Fleming, được phát triển bởi Robert Mundell và J.M Fleming vào năm 1963, là một sự mở rộng của lý thuyết IS-LM, tích hợp các yếu tố quốc tế và tác động của cán cân thanh toán Trước đó, James Meade và Jan Tinbergen đã cố gắng đưa yếu tố nước ngoài vào mô hình nhưng chưa thành công Mô hình Mundell-Fleming được coi là nỗ lực thành công nhất trong việc kết hợp các yếu tố quốc tế vào lý thuyết Keynes hiện đại và đã dẫn đến lý thuyết bộ ba bất khả thi Theo lý thuyết này, một quốc gia không thể đồng thời duy trì tỷ giá cố định, hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ Độc lập tiền tệ cho phép chính phủ sử dụng công cụ chính sách tiền tệ để đạt mục tiêu tăng trưởng kinh tế và kiểm soát lạm phát, trong khi ổn định tỷ giá tạo ra niềm tin cho nhà đầu tư và cải thiện môi trường đầu tư.
Hội nhập tài chính cho phép dòng vốn tự do lưu thông trong nền kinh tế, từ đó thúc đẩy tăng trưởng nhanh chóng và phân bổ nguồn lực hiệu quả hơn Điều này không chỉ giúp nhà đầu tư đa dạng hóa danh mục đầu tư mà còn khuyến khích họ mạnh dạn đầu tư vào nền kinh tế Sự phát triển của thị trường tài chính nội địa cũng tạo động lực cho chính phủ thực hiện nhiều cải cách và nâng cao quản trị.
Một quốc gia không thể đồng thời đạt được cả ba mục tiêu: ổn định tỷ giá, độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính, nhưng có thể lựa chọn hai trong ba mục tiêu Để kết hợp ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính, quốc gia cần áp dụng chế độ tỷ giá cố định, từ bỏ độc lập tiền tệ, dẫn đến việc chính phủ không còn khả năng điều chỉnh lãi suất độc lập Ngược lại, nếu chọn độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính, quốc gia phải áp dụng chế độ tỷ giá thả nổi, cho phép chính phủ tự do ấn định lãi suất nhưng phải chấp nhận sự biến động của tỷ giá theo thị trường Cuối cùng, khi kết hợp ổn định tỷ giá và độc lập tiền tệ, quốc gia cần thiết lập thị trường vốn đóng với kiểm soát vốn, điều này làm phá vỡ mối liên hệ giữa lãi suất và tỷ giá.
Cả 3 sự kết hợp trên được thể hiện trong hình 2.1 sau:
Hình 2.1: Tam giác bộ ba bất khả thi
Nguồn: Aizenman, J., M.D Chinn and H Ito (2008) Assessing the Emerging Global Financial Architecture: Measuring the Trilemma’s Configurations over Time.
Thước đo bộ ba bất khả thi
2.2.1 Ổn định tỷ giá (ERS)
Tỷ giá là yếu tố đầu tiên trong bộ ba và dễ dàng đo lường Theo nghiên cứu của Aizenman, J., M.D Chinn và H Ito (2008), ổn định tỷ giá (ERS) được xác định bằng độ lệch chuẩn của tỷ giá theo năm, dựa trên dữ liệu tỷ giá hàng tháng giữa quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở Độ ổn định tỷ giá có giá trị từ 0 đến 1, trong đó giá trị càng tiến gần 1 thì tỷ giá càng ổn định so với quốc gia cơ sở.
ERS 0.01 + stdev (∆log(exch _ rate))
Phương pháp đo lường độ ổn định tỷ giá cho phép xác định chính xác chính sách tỷ giá thực tế mà một quốc gia đang áp dụng, thay vì chỉ dựa vào những tuyên bố của quốc gia đó.
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
2.2.2 Độc lập tiền tệ (MI)
Yếu tố thứ hai trong bộ ba là độc lập tiền tệ, được Rose (1996) đề xuất đo lường thông qua phản ứng của tỷ giá đối với các thay đổi trong sản lượng, lãi suất và cung tiền Tuy nhiên, phương pháp này gặp khó khăn trong việc phân biệt giữa cú sốc cung và cú sốc cầu tiền tệ, đồng thời giả định rằng tốc độ lưu thông tiền tệ là không đổi.
Khác với quan điểm của Rose, nhóm tác giả Obstfeld, Jay C Shambaugh và Alan M.Taylor (2005) đề xuất một phương pháp mới để đo lường độc lập tiền tệ, không dựa vào số lượng tiền mà thay vào đó dựa trên lãi suất danh nghĩa ngắn hạn Phương pháp này gây tranh cãi vì nó chủ yếu dựa vào trực giác, cho rằng chính sách tiền tệ chủ yếu được điều hành dựa vào mức lãi suất mục tiêu thay vì số lượng tiền tệ.
Năm 2008, nhóm tác giả ACI đã phát triển phương pháp đo lường độc lập tiền tệ (MI) bằng cách sử dụng hàm đảo nghịch của mức tương quan hằng năm giữa lãi suất hàng tháng của quốc gia sở tại và quốc gia cơ sở Để thực hiện tính toán này, lãi suất thị trường được áp dụng.
Chỉ số MI thể hiện mức độ độc lập của chính sách tiền tệ giữa quốc gia sở tại (i) và quốc gia cơ sở (j), với giá trị tối đa là 1 và tối thiểu là 0 Giá trị MI càng gần 1 cho thấy chính sách tiền tệ càng độc lập Để giảm thiểu sự biến động, chỉ số này được điều chỉnh bằng cách sử dụng mức trung bình trượt 3 năm, bao gồm năm trước, năm hiện tại và năm kế tiếp (t-1, t, t+1).
2.2.3 Hội nhập tài chính (KAOPEN)
Hội nhập tài chính là yếu tố khó đo lường nhất trong bộ ba, và để đánh giá mức độ này, cần xem xét cách mà một quốc gia kiểm soát vốn Tuy nhiên, việc đo lường kiểm soát vốn rất phức tạp do thực tế khó phản ánh đầy đủ Ví dụ, một số quốc gia có thể tuyên bố mở cửa thị trường vốn với chính sách thông thoáng, nhưng thực tế lại áp dụng các biện pháp hành chính để kiểm soát vốn.
Lane và Milesi-Ferretti (2006) đã đề xuất sử dụng chỉ số độ mở tài khoản vốn trên thực tế để đo lường khối lượng nợ và tài sản nước ngoài trong cán cân thanh toán Chỉ số này giúp xác định mức độ kiểm soát vốn mà một quốc gia đang áp dụng Bên cạnh đó, một phương pháp khác để đo lường độ mở tài khoản vốn 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) đã phát triển chỉ số KAOPEN dựa trên tỷ lệ giữa tổng vốn đầu tư nước ngoài vào và vốn đầu tư ra nước ngoài so với GDP Phương pháp này cho thấy chỉ số KAOPEN không nằm trong khoảng giá trị từ 0 đến 1.
Chinn và Ito (2006, 2008) đã đề xuất sử dụng chỉ số độ mở tài khoản vốn KAOPEN để đo lường mức độ hội nhập tài chính của một quốc gia KAOPEN được xây dựng dựa trên thông tin từ báo cáo hàng năm về cơ chế tỷ giá và hạn chế ngoại hối do IMF phát hành Chỉ số này cho phép xác định xem một quốc gia có thực hiện chính sách đa tỷ giá hay không, trong đó có sự phân biệt giữa tỷ giá cho tài khoản vãng lai và tỷ giá cho tài khoản vốn Cơ chế đa tỷ giá là dấu hiệu nhận biết việc kiểm soát vốn của quốc gia Giá trị của KAOPEN dao động từ 0 đến 1, với giá trị cao hơn cho thấy quốc gia đó mở cửa hơn đối với các giao dịch vốn xuyên quốc gia.
Sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi theo thời gian
Nghiên cứu của nhóm tác giả ACI (2012) đã phân tích sự phát triển theo thời gian của các chỉ số bộ ba bất khả thi ở 60 quốc gia, bao gồm 19 nước công nghiệp hóa và 41 nước đang phát triển, trong đó có 22 nước thị trường mới nổi, trong giai đoạn 1970-2010.
Kết quả từ phụ lục 1 cho thấy, trong giai đoạn 1970-2010, các nước IDC đã đạt được mức độ tự do hóa tài chính gần như hoàn hảo, đồng thời duy trì chính sách ổn định tỷ giá cao nhưng ngày càng mất độc lập tiền tệ Trong khi đó, các nước thị trường mới nổi cũng tích cực hội nhập tài chính và chấp nhận giảm mức độ độc lập về tiền tệ Ngược lại, các nước Non-EMG mở cửa tài chính chậm hơn và giữ vững độc lập tiền tệ Từ thập niên 1980, các nước EMG đã linh hoạt hơn trong tỷ giá hối đoái, trong khi các nước Non-EMG vẫn theo đuổi cơ chế tỷ giá ổn định Đặc biệt, vào những năm 2000, các nước thị trường mới nổi đạt được sự cân bằng giữa ba mục tiêu vĩ mô: ổn định tỷ giá, hội nhập tài chính ở mức trung bình và duy trì quyền tự chủ về tiền tệ tốt hơn so với các nước IDC.
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 nhắc đến vai trò của dự trữ ngoại hối Trong bối cảnh toàn cầu hóa hiện nay, các quốc gia, đặc biệt là các nước đang phát triển, buộc phải mở cửa tài chính Theo lý thuyết này, các quốc gia chỉ có hai lựa chọn: độc lập tiền tệ hoặc ổn định tỷ giá Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu thực tiễn đã chỉ ra rằng còn tồn tại một lựa chọn khác trong mô hình này.
Trong các nước thị trường mới nổi, có 10 bộ ba bất khả thi thể hiện sự kết hợp giữa chế độ trung gian 1 và sự gia tăng đáng kể của dự trữ ngoại hối.
Dự trữ ngoại hối toàn cầu đã tăng từ khoảng 1 nghìn tỷ đô la lên 10 nghìn tỷ đô la trong giai đoạn 1990-2010, nhưng sự tích lũy không đồng đều giữa các quốc gia Tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP ở các nước công nghiệp ổn định ở mức 6%-8%, trong khi tại các nước đang phát triển, tỷ lệ này đã tăng từ 10% lên 25% Hiện nay, các nước đang phát triển nắm giữ tới ba phần tư dự trữ ngoại hối toàn cầu, chủ yếu tập trung ở Châu Á, với tỷ lệ dự trữ ngoại hối tăng từ 10% vào năm 1980 lên 34% vào năm 2010 Đặc biệt, Trung Quốc có sự gia tăng ấn tượng, với tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP từ 1% năm 1980 lên 48% vào năm 2010.
Nghiên cứu của Aizenman và Glick (2008) cho thấy vào cuối thập niên 90 và đầu thập niên 2000, nhiều thị trường mới nổi đã phải đối mặt với các cuộc khủng hoảng nghiêm trọng liên quan đến 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), cùng với Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ (1998) Trong khi đó, các quốc gia không áp dụng chế độ neo tỷ giá như Israel và Nam Phi lại tránh được những khủng hoảng này Nguyên nhân chính của các cuộc khủng hoảng này là do sự không tuân thủ hoặc áp dụng cứng nhắc nguyên lý của bộ ba bất khả thi, với Hàn Quốc, Mexico và Argentina là những ví dụ điển hình.
Trong chế độ trung gian, quốc gia sử dụng cơ chế tỷ giá linh hoạt, tức là tỷ giá thả nổi có quản lý, kết hợp với mức tự chủ tương đối về tiền tệ và tự do hóa tài chính, đồng thời vẫn chú trọng đến việc kiểm soát vốn.
Hình 2.2: Tam giác bộ ba bất khả thi ở các nước Mexico, Hàn Quốc, Argentina và các nước khác những năm 1990
Nguồn: Aizenman, J., Reuven Glick (2008) Sterilization, Monetary Policy and
Vào cuối thập niên 80 và 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, nhưng vẫn giữ độc lập tiền tệ và chế độ neo tỷ giá cố định Tuy nhiên, theo lý thuyết Mundell-Fleming, lựa chọn này là bất khả thi, dẫn đến khủng hoảng ở Mexico và Đông Á vào các năm 1994-1995 và 1997-1998 Những cuộc khủng hoảng này đã minh chứng cho sự đánh đổi của bộ ba bất khả thi: để mở cửa tài chính, quốc gia phải từ bỏ ổn định tỷ giá nếu muốn duy trì độc lập tiền tệ.
Vào đầu những năm 1990, Argentina đã cố gắng thiết lập một hệ thống tỷ giá cố định và từ bỏ độc lập tiền tệ thông qua việc áp dụng mô hình "chuẩn tiền tệ", đồng thời thực hiện hội nhập tài chính hoàn toàn Kết quả của những nỗ lực này đã dẫn đến những thách thức kinh tế nghiêm trọng cho quốc gia.
Thị trường vốn đóng và neo chặt tỷ giá hoảng Khủng Độc lập tiền tệ Ổn định tỷ giá
Thả nổi có quản lý, Gia tăng dự trữ, Vô hiệu hóa
Argentina Liên minh tiền tệ hay Chuẩn tiền tệ
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, các nước thị trường mới nổi đã chuyển sang mô hình trung gian của bộ ba bất khả thi, với tỷ giá linh hoạt có quản lý, duy trì độc lập tiền tệ ở mức nhất định và tăng cường hội nhập tài chính Họ phải đối mặt với áp lực nâng giá đồng tiền, giải pháp chính là tăng cường dự trữ ngoại hối và thực hiện chính sách can thiệp, điển hình như Trung Quốc đã bắt đầu từ năm 2005 Để giải thích sự hình thành mô hình trung gian, nhóm tác giả ACI (2008) đã xây dựng mô hình kim cương với bốn đỉnh đo lường mức độ độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá, hội nhập tài chính và tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP, với các tiêu chuẩn từ 0 đến 1, trong đó gốc trung tâm thể hiện 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.
Nghiên cứu trong phụ lục 3 cho thấy ba chỉ số bộ ba bất khả thi ở các nước thị trường mới nổi đều hội tụ ở mức trung bình, tương ứng với chế độ trung gian Kể từ năm 2000, mức dự trữ ngoại hối đã gia tăng đáng kể, cho thấy rằng dự trữ ngoại hối đóng vai trò như một tấm đệm an toàn cho sự lựa chọn chế độ trung gian tại các quốc gia này.
Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi
Nhóm tác giả ACI (2008, 2012) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật và sự thay đổi trong cấu trúc bộ ba bất khả thi theo thời gian Các sự kiện quan trọng bao gồm sự sụp đổ của hệ thống Bretton Woods năm 1973, khủng hoảng nợ ở Mexico năm 1982, khủng hoảng châu Á 1997-1998, làn sóng toàn cầu hóa năm 1990 và sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO năm 2001 Những năm 1973, 1982, 1990, 1997-1998 đã được xem xét để làm rõ sự thay đổi giá trị của các chỉ số trong bộ ba bất khả thi.
Năm 2001 đánh dấu sự kiện quan trọng khi cấu trúc bộ ba bất khả thi bị phá vỡ, đồng thời tiến hành kiểm định sự bằng nhau giữa giá trị trung bình của các nhóm mẫu con trong các thời kỳ liên quan đến sự kiện này.
Kết quả kiểm định cho thấy tất cả các sự kiện đều gây ra sự thay đổi trong mẫu hình bộ ba bất khả thi, nhưng mức độ thay đổi khác nhau giữa các nhóm nước Sau sự đổ vỡ của hệ thống Bretton Woods, các nước công nghiệp hóa chứng kiến chỉ số ổn định tỷ giá (ERS) giảm mạnh và mức độ hội nhập tài chính tăng lên Ngược lại, các nước đang phát triển không phải thị trường mới nổi lại ghi nhận sự sụt giảm trong chỉ số độc lập tiền tệ (MI) và gia tăng chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN), trong khi các nước thị trường mới nổi có xu hướng hội nhập tài chính và áp dụng tỷ giá linh hoạt hơn.
Nhóm tác giả ACI đã so sánh giá trị thống kê t giữa các năm và nhận thấy rằng sự kiện năm 1997-1998 đã tạo ra sự thay đổi lớn trong chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá của các nước IDC, trong khi năm 1990 ghi nhận sự gia tăng hội nhập tài chính Những diễn biến này cho thấy sự chuyển động vốn của các quốc gia châu Âu hướng tới 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 chứng kiến sự biến chuyển lớn về độc lập tiền tệ, và năm 1990 là thời điểm thay đổi hội nhập tài chính Sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO vào năm 2001 đã làm thay đổi đáng kể chỉ số ổn định tỷ giá ở các nước này Năm 1982, chỉ số ổn định tỷ giá của các nước thị trường mới nổi (EMG) cũng có sự thay đổi lớn do khủng hoảng nợ Mexico, dẫn đến việc các nước này không thể duy trì chính sách tỷ giá cố định Đến năm 1997-1998, các nước EMG bắt đầu tăng tốc hội nhập tài chính, nhưng mức độ độc lập tiền tệ giảm mạnh vào năm 2001 Tuy nhiên, chỉ số MI của các nước EMG vẫn cao hơn so với các nước IDC, phản ánh thực tế rằng các nước EMG đang 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.
Tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi
Các phân tích trên đã chỉ ra sự thay đổi trong chính sách vĩ mô toàn cầu, nhưng chưa thể hiện rõ ba mục tiêu chính sách vĩ mô cần tuân theo quy luật của bộ ba bất khả thi Điều này đồng nghĩa với việc các quốc gia phải đối mặt với những đánh đổi quan trọng, dẫn đến thiếu hụt công cụ quản lý vĩ mô, thể hiện qua sự sụt giảm trong một biến số liên quan đến bộ ba bất khả thi Ví dụ, việc gia tăng hội nhập tài chính có thể dẫn đến ổn định tỷ giá thấp hơn hoặc giảm độc lập tiền tệ, thậm chí có thể là sự kết hợp của cả hai yếu tố này.
Nhóm tác giả ACI (2008) đã tiến hành kiểm định sự đánh đổi bằng cách hồi quy mối tương quan tuyến tính giữa ba biến chính sách, giả định rằng tổng tỷ trọng của chúng là một hằng số Nếu mô hình hồi quy có mức độ phù hợp cao, điều này cho thấy sự tồn tại của cơ chế đánh đổi giữa các chỉ số Trong trường hợp tương quan tuyến tính, các giá trị ước lượng sẽ dao động quanh giá trị 1 Ngược lại, nếu không có quan hệ đánh đổi, có thể lý thuyết bộ ba bất khả thi là sai hoặc quan hệ phi tuyến Tóm lại, nhóm tác giả đã kiểm định sự phù hợp của mô hình này.
J có thể là IDC, EMG hoặc LDC
MI i,t , ERS i,t , KAOPEN i,t biểu diễn giá trị các yếu tố bộ ba bất khả thi của quốc gia i vào năm t
Kết quả hồi quy trong phụ lục 5 và 6 cho thấy hệ số xác định điều chỉnh trên 94%, với giá trị ước lượng dao động quanh 1 Điều này chứng tỏ rằng các chỉ số bộ ba có mối tương quan tuyến tính và tồn tại sự đánh đổi về tỷ trọng Do đó, các quốc gia cần phải đối mặt với sự đánh đổi trong việc lựa chọn các mục tiêu chính sách.
Trong nghiên cứu này, chúng tôi xác định giá trị bình quân trong tỷ trọng của ba nhân tố, nhằm đạt được sự kết hợp tối ưu giữa hai trong ba mục tiêu chính sách Việc phân tích này giúp tối ưu hóa hiệu quả của các chính sách, đảm bảo sự phát triển bền vững và cân bằng giữa các mục tiêu.
Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng từ giữa những năm 1990, các nước công nghiệp hóa đã bắt đầu kết hợp chính sách ổn định tỷ giá với gia tăng hội nhập tài chính Ngược lại, các nước đang phát triển vẫn duy trì chính sách tiền tệ độc lập và ổn định tỷ giá, trong khi việc kết hợp chính sách ổn định tỷ giá với mở cửa tài chính lại ít phổ biến hơn, có thể do những tác động tiêu cực từ cuộc khủng hoảng tiền tệ mà các quốc gia này phải đối mặt.
Sự tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát
Mô hình hồi quy mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi chỉ cho phép chúng ta nhận diện định hướng chính sách của các quốc gia, nhưng không thể làm rõ động lực thúc đẩy những thay đổi trong chính sách đó.
Nhóm tác giả ACI (2008) đã sử dụng phương pháp kinh tế lượng để kiểm nghiệm thực tế ở nhiều quốc gia nhằm phân tích tác động của chính sách bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đối với biến động lạm phát và tỷ lệ lạm phát trung hạn.
Mô hình ước lượng như sau:
Y it = α 0 + α 1 TLM it + α 2 TR it + α 3 (TLM it x TR it ) + X it B + Z t Г + D i Ф + it
Y it đo lường hiệu quả vĩ mô của quốc gia i tại thời gian t thông qua biến động của lạm phát Cụ thể, Y it được xác định bằng độ lệch chuẩn của tỷ lệ lạm phát trong vòng 5 năm hoặc bằng trung bình tỷ lệ lạm phát hàng tháng trong cùng khoảng thời gian 5 năm.
TLM it là vector của hai trong ba nhân tố của bộ ba bất khả thi gồm MI, ERS và KAOPEN TR it đại diện cho tỷ lệ dự trữ ngoại hối (không bao gồm vàng) so với GDP, và tích số (TLM it x TR it) là biến tương tác giữa bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối Nhóm tác giả đặc biệt chú trọng đến tích số này vì dự trữ ngoại hối có khả năng thay thế hoặc bổ sung cho các chính sách khác nhau.
X là một vector bao gồm các biến kiểm soát kinh tế vĩ mô, trong đó có thu nhập tương đối của một quốc gia so với Mỹ, bình phương của thu nhập tương đối, độ mở cửa thương mại (tính bằng tỷ lệ (EX + IM)/GDP), các cú sốc về tỷ lệ thương mại (TOT), mức độ thuận chu kỳ tài khóa, biến động trong tăng trưởng cung tiền M2, lượng tín dụng cá nhân trên GDP để đo lường mức độ phát triển tài chính, cũng như biến động và tỷ lệ lạm phát.
Z t 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
D là tập hợp các biến giả đại diện cho các quốc gia hoặc khu vực nhập khẩu dầu mỏ Trong quá trình ước lượng, những biến giải thích không có ý nghĩa thống kê sẽ được loại bỏ.
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 có thể giảm biến động lạm phát thông qua việc duy trì độc lập tiền tệ và áp dụng tỷ giá hối đoái linh hoạt.
+ 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 chỉ là thị trường mới nổi, mà sự hội nhập tài chính sâu sắc cùng với sự ổn định tỷ giá cao có thể dẫn đến gia tăng biến động lạm phát Điều này có ảnh hưởng đáng kể đến mức lạm phát trung hạn trong khu vực.
Các nước xuất khẩu hàng hóa đang phát triển đang đối mặt với thách thức về lạm phát Độc lập tiền tệ thường dẫn đến tình trạng tăng lạm phát, trong khi việc ổn định tỷ giá hối đoái và hội nhập tài chính lại có tác dụng 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 nên chỉ được coi là thị trường mới nổi, vì chính sách độc lập tiền tệ có thể dẫn đến lạm phát cao hơn Ngược lại, việc duy trì ổn định tỷ giá hối đoái có thể giúp giảm lạm phát, tạo ra một môi trường kinh tế ổn định hơn cho sự phát triển.
Nếu tỷ giá ổn định và lượng dự trữ trên GDP vượt quá 53-65%, lạm phát sẽ gia tăng Mức độ hội nhập tài chính cao sẽ dẫn đến tỷ lệ lạm phát thấp hơn Tương tự, sự ổn định tỷ giá kết hợp với hội nhập tài chính sâu sẽ giúp giảm lạm phát Tuy nhiên, nếu kết hợp với mức dự trữ lớn hơn 67%, sẽ có tác động làm tăng lạm phát.
Nghiên cứu của nhóm Orcan Cortuk và Nirvikar Singh (2011) đã phân tích tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến GDP và lạm phát ở Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn 1998-2011, bổ sung cho nghiên cứu trước đó của nhóm ACI (2008).
Inf it = α 0 + Inf it-1 +α 1 TLM it + α 2 TR it + α 3 (TLM it x TR it ) + t
Inf it : 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
Inf it-1 : biến trễ của lạm phát
TLM it là chỉ số của bộ ba bất khả thi cụ thể là MI, ERS, KAOPEN
TR it là độ lớn của dự trữ ngoại hối (trừ vàng) trên GDP hay (RES/GDP)
Tích số (TLM it x TR it ) là biến tương tác giữa bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối
Kết quả hồi quy cho thấy độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá có tác động giảm lạm phát, trong khi hội nhập tài chính sâu làm tăng lạm phát Đặc biệt, độc lập tiền tệ kết hợp với lượng dự trữ ngoại hối trên GDP vượt ngưỡng 0.368 cũng góp phần giảm lạm phát.
Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu
Mô hình kim cương
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)
Bài viết đề cập đến mô hình TLTK 1, trong đó bốn chỉ số được sử dụng để đo lường mức độ độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá, hội nhập tài chính và tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP Các tiêu chuẩn này có giá trị dao động từ 0 đến 1, với điểm trung tâm trong đồ thị biểu thị 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:
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:
ERS 0.01 + stdev (∆log(exch _ rate))
ERS là độ lệch chuẩn của tỷ giá VND/USD được tính theo năm dựa trên dữ liệu tỷ giá hàng tháng Độ ổn định của tỷ giá nằm trong khoảng từ 0 đến 1, trong đó giá trị càng gần 1 thì 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 được tính bằng hàm đảo nghịch của mức tương quan hằng năm giữa lãi suất hàng tháng của Việt Nam và Mỹ Giá trị MI dao động từ 0 đến 1, trong đó 1 biểu thị mức độ độc lập cao của chính sách tiền tệ Khi giá trị MI tiến gần đến 1, điều này cho thấy chính sách tiền tệ của Việt Nam càng độc lập hơn.
Khác với phương pháp ACI (2008) chỉ sử dụng lãi suất thị trường, tác giả đã bổ sung lãi suất chiết khấu và lãi suất tín phiếu kho bạc vào công thức tính MI Tại Việt Nam, tín phiếu kho bạc và lãi suất chiết khấu là những công cụ quan trọng giúp Ngân hàng Nhà nước điều hành chính sách tiền tệ hiệu quả.
Dựa trên dữ liệu từ IFS, tác giả đã tính toán giá trị trung bình của lãi suất tiền gửi, lãi suất chiếu khấu và lãi suất tín phiếu kho bạc để phản ánh lãi suất danh nghĩa tại Việt Nam Đồng thời, tác giả cũng xác định giá trị trung bình của lãi suất thị trường và lãi suất chiếu khấu.
Lãi suất tín phiếu kho bạc (treasury bill) được xem là đại diện cho lãi suất danh nghĩa của Mỹ Tuy nhiên, do hạn chế dữ liệu tại Việt Nam, có những thời điểm lãi suất danh nghĩa lại là giá trị trung bình của lãi suất chiết khấu và lãi suất tiền gửi, như trong các năm 2010 và 2011, khi mà lãi suất của Mỹ 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
Năm 2010, tác giả đã xây dựng chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN), được tính bằng tỷ lệ tổng vốn đầu tư nước ngoài vào và ra trên GDP Dữ liệu về vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài được lấy từ Tổng cục thống kê, Bộ kế hoạch và đầu tư – Cục đầu tư nước ngoài Do thiếu dữ liệu về dòng vốn đầu tư gián tiếp và tỷ trọng của chúng tương đối nhỏ so với vốn đầu tư trực tiếp, tác giả chỉ tính toán chỉ số KAOPEN dựa trên dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào và ra.
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
Phương 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 các chỉ số bộ ba từ năm 1997-2012 và phương pháp kiểm định độ gãy của nhóm tác giả ACI (2008) Tác giả tiến hành kiểm định giá trị trung bình của các chỉ số trước và sau một sự kiện, loại trừ dữ liệu năm xảy ra sự kiện, nhằm xác định những thay đổi lớn trong cấu trúc chỉ số Phương pháp này phản ánh những thay đổi đáng kể của giá trị trung bình các chỉ số qua các thời kỳ.
Bài viết phân tích 21 hành kiểm định nhằm đánh giá sự thay đổi giá trị trung bình của các chỉ số trong bộ ba bất khả thi, tập trung vào sự kiện kinh tế quan trọng là Trung Quốc gia nhập WTO Sự kiện này đã có tác động đáng kể đến nền kinh tế toàn cầu và các chỉ số kinh tế của Trung Quốc, mở ra cơ hội và thách thức mới cho các quốc gia tham gia thương mại quốc tế Việc kiểm định này giúp xác định mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ, tỷ giá hối đoái và tính ổn định tài chính trong bối cảnh thay đổi kinh tế.
2001 và cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008
Mô hình tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi
Dựa trên dữ liệu về các chỉ số bộ ba bất khả thi đã được tính toán cho Việt Nam, tác giả sử dụng mô hình 1 = aMI + bERS + cKAOPEN của ACI (2008) để kiểm định mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số này.
MI, ERS và KAOPEN là ba chỉ số bất khả thi, trong đó a, b, c là các hệ số cần ước lượng Theo nhóm tác giả ACI, hằng số bị bỏ qua Nếu mô hình phù hợp, có nghĩa là tồn tại cơ chế đánh đổi tỷ trọng giữa các chỉ số Khi tổng trọng số của ba chỉ số này xoay quanh giá trị 1, có thể kết luận rằng có mối tương quan tuyến tính giữa chúng Điều này có nghĩa là việc gia tăng 1 (hoặc 2) chỉ số trong bộ ba sẽ dẫn đến sự giảm sút của 2 (hoặc 1) chỉ số còn lại.
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 nghiên cứu ảnh hưởng của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam, áp dụng mô hình của Orcan Cortuk và Nirvikar Singh (2011) cùng với phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS).
Inf it = α 0 + Inf it-1 +α 1 TLM it + α 2 TR it + α 3 (TLM it x TR it ) + t
Inf it : tỷ lệ lạm phát của Việt Nam chính là chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam được thu thập từ IFS
Inf it-1 : biến trễ của lạm phát
Chỉ số TLM bao gồm ba thành phần bất khả thi, cụ thể là MI, ERS và KAOPEN Dữ liệu liên quan đến các chỉ số này được tính toán bởi tác giả dựa trên các công thức được trình bày trong các mục 3.1.1, 3.1.2 và 3.1.3.
Độ lớn của dự trữ ngoại hối (không bao gồm vàng) trên GDP, hay còn gọi là tỷ lệ RES/GDP, được tính toán dựa trên dữ liệu từ Ngân hàng Thế giới Thông tin này cung cấp cái nhìn sâu sắc về tình hình kinh tế và khả năng ổn định tài chính của một quốc gia.
Tích số (TLM it x TR it ): biến tương tác giữa bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối
Kết quả nghiên cứu và thảo luận
Cấu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam giai đoạn 1997-2012
Trong giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2012, tác giả đã tiến hành phân tích và theo dõi sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi tại Việt Nam Kết quả cho thấy sự biến động của các chỉ số này, cung cấp cái nhìn sâu sắc về tình hình kinh tế trong thời kỳ này.
4.1.1 Ổn định tỷ giá (ERS)
Bảng 4.1: Chỉ số Ổn định tỷ giá (ERS) của Việt Nam
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên số liệu ở phụ lục 9
Chỉ số ổn định tỷ giá (ERS) trong bảng 4.1 cho thấy giá trị cao gần 1 và dao động nhỏ từ năm 1999 đến 2006, phản ánh tình hình thực tế tại Việt Nam Trong giai đoạn này, tỷ giá VND/USD gần như cố định, chỉ giảm trung bình 1% mỗi năm Đặc biệt, từ giữa năm 2004, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã công bố rằng sự giảm giá của VND sẽ được giới hạn trong 1%.
Kể từ sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008, chỉ số ERS đã có sự biến động mạnh mẽ, với độ ổn định tỷ giá ngày càng giảm, đặc biệt vào năm 2011 Nguyên nhân chủ yếu là do sự can thiệp của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN) trong việc điều chỉnh tỷ giá VND/USD nhằm mục tiêu tăng trưởng kinh tế, kiềm chế lạm phát và hỗ trợ xuất khẩu, cải thiện cán cân thương mại đang bị thâm hụt nghiêm trọng.
Năm 2012, chỉ số ERS đạt 1, cho thấy tỷ giá VND/USD ổn định nhờ vào sự giảm mạnh của tình trạng nhập siêu và xuất siêu 780 triệu USD Lượng kiều hối đạt 10,5 tỷ USD và lạm phát được kiểm soát ở mức thấp, dẫn đến việc cất giữ ngoại tệ trong dân và doanh nghiệp giảm, từ đó làm giảm áp lực lên tỷ giá Việt Nam đã thực hiện chính sách tỷ giá linh hoạt hơn trong giai đoạn này.
Hình 4.1: Chỉ số Ổn định tỷ giá (ERS) của Việt Nam từ năm 1997-2012
4.1.2 Độc lập tiền tệ (MI)
Bảng 4.2: Chỉ số Độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam
Mức độ độc lập trong chính sách tiền tệ của Việt Nam khá cao so với Mỹ, cho thấy việc điều hành lãi suất của Việt Nam không bị ảnh hưởng nhiều bởi Mỹ Để kiềm chế lạm phát vào cuối năm 2007 và đầu năm 2008, Ngân hàng Nhà nước (NHNN) đã thực hiện các biện pháp thắt chặt tiền tệ như tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc và kiểm soát tốc độ tăng tổng phương tiện thanh toán Sang năm 2009, NHNN đã chuyển hướng chính sách từ kiểm soát lạm phát sang ngăn chặn suy giảm kinh tế, áp dụng các biện pháp như giảm lãi suất điều hành, giảm tỷ lệ dự trữ bắt buộc và thực hiện cho vay tái cấp vốn nhằm đảm bảo thanh khoản cho ngân hàng thương mại.
Chính sách tiền tệ mở rộng đã dẫn đến lạm phát tăng cao, đạt mức 11,8% vào cuối năm 2010 Bước sang đầu năm 2011, chỉ số giá tiêu dùng tiếp tục tăng và không ngừng gia tăng Để kiểm soát tình hình lạm phát, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN) đã thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ, giới hạn mức tăng trưởng tín dụng của các tổ chức tín dụng dưới 20% và kiểm soát tăng trưởng cung tiền (M2) trong năm ở mức 15-16%.
Năm 2012, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN) tiếp tục thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt và thận trọng, nhằm kiềm chế lạm phát và ổn định giá trị đồng Việt Nam Chính sách này phối hợp hài hòa với chính sách tài khóa, góp phần tăng dần dự trữ ngoại hối và giảm tốc độ tăng trưởng tín dụng cùng tổng phương tiện thanh toán.
Chính sách tiền tệ của Việt Nam đã thể hiện tính độc lập qua việc Ngân hàng Nhà nước (NHNN) sử dụng các công cụ nhằm thực hiện chính sách phản chu kỳ kinh tế Điều này giúp đạt được mục tiêu tăng trưởng kinh tế và kiềm chế lạm phát Cụ thể, khi nền kinh tế có dấu hiệu phát triển nóng, NHNN sẽ giảm cung tiền và tăng lãi suất; ngược lại, trong thời kỳ suy thoái, NHNN sẽ tăng cung tiền và giảm lãi suất.
Hình 4.2: Chỉ số Độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam từ năm 1997-2012
4.1.3 Hội nhập tài chính (KAOPEN)
Bảng 4.3: Chỉ số Hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam
Từ năm 1997 đến 2005, chỉ số KAOPEN của Việt Nam rất thấp do chính sách kiểm soát vốn thận trọng Tuy nhiên, từ cuối năm 2005 đến 2008, chỉ số này tăng dần, đạt mức cao nhất 0.814 vào năm 2008, nhờ vào việc thực hiện chính sách mở cửa hội nhập tài chính Cụ thể, vào ngày 12/12/2005, Chính phủ ban hành Luật Đầu tư và Luật Doanh nghiệp, tạo điều kiện thuận lợi cho nhà đầu tư nước ngoài và đa dạng hóa các hình thức đầu tư, bao gồm sáp nhập và mua lại (M&A) Ngày 19/09/2005, Quyết định số 238/2005/QĐ-TTg được ban hành, cho phép tổ chức và cá nhân nước ngoài nắm giữ tối đa 49% tổng số cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, thay vì 30%, đồng thời xóa bỏ quy định về việc chuyển vốn vào Việt Nam.
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
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
Bảng 4.1, 4.2 và 4.3 cùng Hình 4.4 minh họa cấu hình bộ ba bất khả thi tại Việt Nam trong giai đoạn 1997-2012, cho thấy sự giảm dần trong mức độ ổn định tỷ giá và mức độ độc lập tài khóa ngày càng tăng.
Sự lập tiền tệ và hội nhập tài chính đang gia tăng, ngoại trừ năm 2012 khi có sự tăng cường đáng kể về ổn định tỷ giá, độc lập tiền tệ và sự giảm sút trong mức độ hội nhập tài chính.
Mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi ở Việt Nam
Bảng 4.4: Dự trữ ngoại hối trừ vàng củaViệt Nam Đơn vị tính: triệu USD
Năm DTNH trừ vàng Năm DTNH trừ vàng
Theo số liệu từ Ngân hàng Thế giới, trong khoảng thời gian 7 năm từ 1997 đến 2004, dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã tăng gấp 3,6 lần, với sự gia tăng đáng chú ý vào năm 1999.
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
Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã sử dụng nguồn dự trữ ngoại hối để đáp ứng nhu cầu USD cho thanh toán nhập khẩu, do tình trạng nhập siêu gia tăng và thực hiện gói kích thích kinh tế trị giá 6,000 triệu USD Mức dự trữ ngoại hối của Việt Nam hiện nay khá thấp, một phần là do thâm hụt cán cân vãng lai lớn, trong khi cán cân vốn không đủ bù đắp do tác động của khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008.
Từ năm 2011, dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã tăng trở lại, đạt 13,539.12 triệu USD Năm 2012, nhờ vào việc xuất siêu 780 triệu USD và lượng kiều hối khoảng 10,500 triệu USD, dự trữ ngoại hối đã tăng mạnh, đạt 20,698.10 triệu USD.
Hình 4.5: Dự trữ ngoại hối trừ vàng của Việt Nam từ năm 1997-2012
4.2.2 Mối quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi
Tác giả đã áp dụng mô hình kim cương để phân tích mối quan hệ giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối của Việt Nam, dựa trên dữ liệu từ bảng 4.1, 4.2, 4.3 và 4.4 Nghiên cứu được thực hiện qua ba giai đoạn: 1997-2001, 2002-2006 và 2007-2012.
Hình 4.6: Mô hình kim cương của Việt Nam
Mô hình kim cương cho thấy từ 1997-2001, Việt Nam tập trung vào ổn định tỷ giá hối đoái và duy trì độc lập tiền tệ với mức dự trữ ngoại hối trên GDP đạt 0.1 Giai đoạn 2002-2006, chính sách tỷ giá được nâng cao, nhưng độc lập tiền tệ giảm và hội nhập tài chính gia tăng, với dự trữ ngoại hối trên GDP là 0.16 Từ 2007-2012, Việt Nam tiếp tục tăng cường hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ, áp dụng chính sách tỷ giá linh hoạt hơn, với mức dự trữ ngoại hối trên GDP đạt 0.23 Xu hướng chính sách của Việt Nam ngày càng hướng tới tỷ giá linh hoạt, hội nhập tài chính sâu rộng và duy trì độc lập tiền tệ cao với dự trữ ngoại hối ngày càng tăng.
Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam
Dựa trên dữ liệu về các chỉ số bộ ba từ năm 1997-2012 và phương pháp kiểm định độ gãy của ACI (2008), tác giả đã kiểm tra sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi tại Việt Nam Kết quả kiểm định cho thấy những dấu hiệu rõ rệt về sự không bền vững trong cấu trúc này.
Bảng 4.5: Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam
P-value 0.188 0.149 Độc lập tiền tệ
P-value 0.067 0.06 Độ mở tài chính
* mức ý nghĩa 10%, ** mức ý nghĩa 5%, *** mức ý nghĩa 1%
Trong bảng 4.5, cột 3 và cột 4 trình bày kết quả kiểm định sự bằng nhau của giá trị trung bình các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam trước và sau khi Trung Quốc gia nhập WTO năm 2001, trong khi cột 4 và cột 5 kiểm định trước và sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 Các dòng 3 và 4 của mỗi chỉ số thể hiện giá trị thống kê và mức ý nghĩa của kiểm định Tác giả không phát hiện sự thay đổi đáng kể nào trong chỉ số KAOPEN qua hai sự kiện này Mặc dù chỉ số ERS có sự thay đổi về giá trị, nhưng sự thay đổi này không mang ý nghĩa thống kê Ngược lại, chỉ số MI cho thấy sự biến động rõ rệt hơn.
33 thay đổi mạnh mẽ qua 2 sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO (2001) và cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (2008).
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
Tác giả đã áp dụng mô hình 1 = aMI + bERS + cKAOPEN để phân tích mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi tại Việt Nam trong giai đoạn 1997 đến 2012 Kết quả nghiên cứu cho thấy mối liên hệ rõ ràng giữa các chỉ số này.
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
Kết quả tính toán cho thấy hệ số xác định R² đạt 0.9866, cho thấy mô hình có sự phù hợp cao, đồng thời chỉ ra sự tồn tại của cơ chế đánh đổi 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
Từ mô hình đã phân tích, tổng trọng số của ba chỉ số trong bộ ba bất khả thi được tính toán cho từng cặp chỉ số qua các năm Kết quả cho thấy tổng trọng số của ba chỉ số dao động quanh giá trị 1, điều này chứng tỏ rằng Việt Nam có bằng chứng thực nghiệm xác thực cho sự đánh đổi giữa các chỉ số theo lý thuyết đã trình bày.
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
Sau khi xác định mối tương quan tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi, tác giả tiến hành kiểm định ảnh hưởng của bộ ba này cùng với dự trữ ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam trong giai đoạn từ 1997 đến 2012.
Kết quả kiểm định theo mô hình:
Inf it = α 0 + Inf it-1 +α 1 TLM it + α 2 TR it + α 3 (TLM it x TR it ) + t như sau
Bảng 4.7: Tác động của bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối lên lạm phát
* mức ý nghĩa 10%, ** mức ý nghĩa 5%, *** mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả ở phụ lục 18
Kết quả hồi quy trong Bảng 4.7 cho thấy hệ số xác định R² nằm trong khoảng [0.5909-0.6416], với hệ số dương của chỉ số hội nhập tài chính, cho thấy rằng chính sách hội nhập tài chính có tác động làm tăng lạm phát Cụ thể, mức độ hội nhập tài chính càng cao thì tỷ lệ lạm phát cũng càng gia tăng Điều này hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của ACI (2008), cho thấy rằng các quốc gia có chính sách hội nhập tài chính sâu sẽ có tỷ lệ lạm phát cao hơn.
Mặc dù hệ số ước lượng không có ý nghĩa thống kê, nhưng các chỉ số bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối vẫn cho thấy rõ tác động của chúng đến lạm phát trong nền kinh tế.
(1): Inf t = 6.4079 + 0.1879*Inf t-1 -1.2645*MI t - 4.9774*ERS t + 21.1434*KAOPEN t +t
Mô hình (1) chỉ ra rằng biến trễ lạm phát và chính sách hội nhập tài chính có xu hướng làm tăng lạm phát, trong khi chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá lại góp phần giảm lạm phát.
(2): Inf t = 6.4771 + 0.1939*Inf t-1 - 1.3492*MI t - 4.5755*ERS t + 22.0716*KAOPEN t - 3.2503*TR t +t
Mô hình (2) cho thấy rằng biến trễ lạm phát và chính sách hội nhập tài chính có xu hướng làm gia tăng lạm phát, trong khi chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá lại có tác động làm giảm lạm phát.
(3) Inf t = -4.8511 + 0.1541*Inf t-1 - 4.9109*ERS t + 22.1365*KAOPEN t + 74.3351*TR t + (14.4222 -102.527*TR t )*MI t + t
Mô hình (3) chỉ ra rằng biến trễ lạm phát và chính sách hội nhập tài chính có tác động làm tăng lạm phát, trong khi chính sách ổn định tỷ giá giúp giảm lạm phát Đặc biệt, nếu độc lập tiền tệ được kết hợp với lượng dự trữ ngoại hối trên GDP vượt quá ngưỡng 0.1407, sẽ dẫn đến việc giảm lạm phát.
Mô hình lạm phát (4) cho thấy, biến trễ lạm phát và chính sách hội nhập tài chính, cùng với biến tương tác giữa ổn định tỷ giá và dự trữ ngoại hối, đều có tác động làm tăng lạm phát Ngược lại, chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá lại góp phần làm giảm lạm phát.
(5) Inf t = 9.2824 + 0.2242*Inf t-1 - 1.9565*MI t - 5.8209*ERS t - 13.0648*TR t + (8.7576 + 52.7541*TR t )*KAOPEN t + t
Mô hình (5) chỉ ra rằng biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính, và biến tương tác giữa hội nhập tài chính với dự trữ ngoại hối đều góp phần làm tăng lạm phát Ngược lại, chính sách độc lập tiền tệ và sự ổn định tỷ giá lại có tác dụng làm giảm lạm phát.
Kết quả từ bảng 4.7 cho thấy rằng biến trễ lạm phát, chính sách hội nhập tài chính, và các yếu tố tương tác giữa ổn định tỷ giá với dự trữ ngoại hối, cũng như giữa hội nhập tài chính và dự trữ ngoại hối đều có tác động làm tăng lạm phát Ngược lại, chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá lại có ảnh hưởng giảm lạm phát Đặc biệt, khi chính sách độc lập tiền tệ được kết hợp với lượng dự trữ ngoại hối trên GDP vượt ngưỡng 0.1407, sẽ góp phần làm giảm lạm phát.
