Phân tích mối quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái

Giới thiệu chung

Lý do chọn đề tài

Theo Quỹ Tiền tệ Thế giới (IMF), Việt Nam hiện không còn được coi là quốc gia có mức độ đô la hóa cao, mặc dù tỷ lệ tiền gửi ngoại tệ trên cung tiền vẫn còn tương đối cao Đồng đô la Mỹ đóng vai trò quan trọng trong việc lưu trữ giá trị, niêm yết và phương tiện thanh toán, tạo ra thách thức cho việc xây dựng và điều hành chính sách tiền tệ Việt Nam cũng đối mặt với bất ổn kinh tế từ biến động tỷ giá hối đoái giữa đồng Việt Nam và đô la Mỹ Mặc dù có nhiều nghiên cứu về đô la hóa và biến động tỷ giá, chưa có nghiên cứu nào phân tích mối quan hệ giữa hai yếu tố này tại Việt Nam Nghiên cứu này nhằm cung cấp bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa, từ đó đưa ra các gợi ý chính sách phù hợp.

Mục tiêu nghiên cứu

Nghiên cứu mối quan hệ nhân quả giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa ở Việt Nam thông qua bài kiểm tra Granger Causality Mục tiêu là xác định xem mối quan hệ này có một chiều hay hai chiều Dựa trên kết quả phân tích, bài viết sẽ đưa ra các thảo luận và gợi ý chính sách liên quan đến sự tương tác giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái.

Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

Đối tượng nghiên cứu là mối quan hệ nhân quả (Granger Causality Test) giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa ở Việt Nam.

Nghiên cứu này tập trung vào mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và hiện tượng đô la hóa tại Việt Nam, dựa trên số liệu về số dư tiền gửi ngoại tệ (FCD), cung tiền (M2) và tỷ giá USD/VND danh nghĩa trên thị trường tự do Thời gian nghiên cứu kéo dài từ Quý 1 năm 1998 đến Quý 3 năm 2011, với tổng cộng 55 quan sát được phân tích.

Phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu chuỗi thời gian theo quý từ Quí 1 năm 1998 đến Quí 3 năm 2011

(55 quan sát) về chỉ số đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa USD/VND được dùng để phân tích:

Chỉ số Đô la hóa (DI) được xác định thông qua tỷ lệ giữa tiền gửi ngoại tệ (FCD) và cung tiền (M2) Dữ liệu về FCD và M2 được thu thập từ trang web của Ủy ban Kinh tế của Quốc hội.

Biến động tỷ giá hối đoái USD/VND danh nghĩa trên thị trường tự do (NERV) được đo lường thông qua mô hình GARCH (1,1) Dữ liệu tỷ giá hối đoái được thu thập từ thống kê của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam chi nhánh TP.HCM.

Nghiên cứu này thực hiện kiểm định quan hệ nhân quả Granger giữa biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa (NERV) và chỉ số đô la hóa (DI) thông qua mô hình Véc tơ tự hồi quy (VAR) Kết quả sẽ cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ giữa hai biến này, giúp hiểu rõ hơn về tác động của tỷ giá hối đoái đến đô la hóa trong nền kinh tế.

Luận văn áp dụng phân tích chuỗi thời gian thông qua các phương pháp kiểm định tính dừng như Augmented Dickey-Fuller và Phillips-Perron Ngoài ra, nghiên cứu cũng sử dụng phương pháp đồng liên kết Johansen - Juselius, kiểm tra độ trễ dựa trên tiêu chuẩn AIC và SIC, cùng với việc đánh giá sự ổn định của mô hình VAR.

Ý nghĩa thực tiễn của đề tài

Tại nhiều quốc gia đang phát triển và các nền kinh tế chuyển đổi, đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái gây ra những ảnh hưởng tiêu cực đến sự ổn định kinh tế vĩ mô và chính sách tiền tệ Mặc dù vậy, các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa vẫn còn khá hiếm.

Việt Nam hiện nay không còn được coi là quốc gia có mức độ đô la hóa cao, nhưng vấn đề này vẫn gây khó khăn cho việc xây dựng và thực hiện chính sách tiền tệ Đồng thời, nền kinh tế Việt Nam cũng phải đối mặt với nhiều bất ổn do biến động tỷ giá hối đoái giữa đồng Việt Nam và USD Mặc dù đã có nhiều nghiên cứu về đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái tại Việt Nam, nhưng vẫn chưa có nghiên cứu nào phân tích mối quan hệ giữa hai yếu tố này một cách tổng thể.

Nghiên cứu thực nghiệm sẽ làm sáng tỏ mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá và tình trạng đô la hóa tại Việt Nam, đồng thời cung cấp chứng cứ thực nghiệm quan trọng cho vấn đề này.

Xác định hướng tác động là yếu tố quan trọng cho các nhà hoạch định chính sách tại các nền kinh tế đang phát triển và chuyển đổi Việc thiết kế trình tự chính sách ổn định nhằm giảm thiểu bất ổn kinh tế đang là thách thức lớn đối với chính phủ.

Nghiên cứu này tập trung vào việc cung cấp bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá và đô la hóa tại Việt Nam trong giai đoạn từ quý 1 năm 1998 đến quý 3 năm 2011 Kết quả nghiên cứu đưa ra những gợi ý quan trọng về chính sách liên quan đến mối quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái.

Kết cấu của luận văn

Kết cấu của bài luận văn này gồm 6 phần:

Phần 1 giới thiệu trình bày tổng quan các nội dung chính của luận văn và giải thích lý do tác giả chọn đề tài này để nghiên cứu.

Phần 2 trình bày tổng quan các lý thuyết nghiên cứu trước đây có liên quan đến nghiên cứu.

Phần 3 cung cấp một số thông tin về môi trường kinh tế vĩ mô ở Việt Nam là cơ sở cho nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa ở Việt Nam.

Phần 4 trình bày cơ sơ dữ liệu, mô hình nghiên cứu và các kiểm định sử dụng trong nghiên cứu.

Phần 5 thảo luận kết quả nghiên cứu và các gợi ý chính sách liên quan Phần 6 là phần kết luận.

Tổng quan lý thuyết về quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái

Khái niệm về đô la hóa

Đô la hóa, theo Nguyễn Anh Tuấn (2011), là quá trình thay thế đồng tiền nội địa bằng đồng đô la hoặc ngoại tệ ổn định trong nền kinh tế Mặc dù thường liên quan đến đồng đô la Mỹ, khái niệm này cũng áp dụng cho các ngoại tệ khác Đô la hóa có thể diễn ra dưới hình thức chính thức, khi một quốc gia công nhận việc sử dụng đồng đô la (đô la hóa chính thức), hoặc không chính thức, khi việc sử dụng đồng ngoại tệ vẫn tồn tại mà không được công nhận (đô la hóa không chính thức).

Khái niệm về tỷ giá hối đoái và biến động tỷ giá hối đoái

Tỷ giá hối đoái thể hiện mối quan hệ so sánh sức mua giữa các đồng tiền, cho thấy giá trị chuyển đổi của một đơn vị tiền tệ này sang đơn vị tiền tệ khác.

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa là mức giá hàng ngày cho một đồng tiền so với đồng tiền khác trên thị trường ngoại hối, mà không xem xét đến sức mua hàng hóa và dịch vụ giữa các đồng tiền này.

Biến động tỷ giá hối đoái, theo Theo Abdalla (2012), là chỉ số đo lường sự dao động của tỷ giá và đồng thời phản ánh mức độ rủi ro Sự biến động này có thể được tính toán theo các khoảng thời gian khác nhau như ngày, tháng, quý hoặc năm.

Quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái

Nhiều nghiên cứu thực nghiệm và lý thuyết đã chỉ ra tác động của biến động tỷ giá hối đoái đến các yếu tố kinh tế vĩ mô, cho thấy sự tồn tại của mối quan hệ nhân quả từ biến động tỷ giá hối đoái đến các yếu tố này (Arize và Malindretos, 1998; Calvo, 1996; Chowdhury, 1999; Honda & Schumacher, 2006; Osakwe, 2002).

Gần đây, có nhiều tranh luận về mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế khác, đặc biệt là mức độ đô la hóa.

Mizen và Pentecost (1996) chỉ ra rằng biến động tỷ giá hối đoái kích thích người dân chuyển sang nắm giữ và sử dụng ngoại hối cho các mục đích như đơn vị tính toán, giao dịch và dự trữ giá trị Họ lập luận rằng sự sụt giảm tỷ giá làm giảm giá trị đồng nội tệ trong danh mục tài sản, từ đó làm tăng tỷ lệ tài sản ngoại hối trong danh mục đầu tư Kết luận của họ cho thấy rằng tỷ giá hối đoái là yếu tố quan trọng dẫn dắt quá trình đô la hóa.

Friedman và Verbetsky (2001) trong nghiên cứu về đô la hóa ở Nga chỉ ra rằng đô la hóa gây ra nhiều vấn đề chính sách quan trọng cho các nền kinh tế chuyển tiếp và thị trường mới nổi Họ nhấn mạnh rằng đô la hóa có ảnh hưởng lớn đến sự biến động của tỷ giá hối đoái, khiến nó trở nên nhạy cảm hơn với các thay đổi chính sách.

- Devereux và Lane (2003) thấy rằng đô la hóa tài chính dưới hình thức mua lại các khoản vay đô la làm giảm bớt biến động tỷ giá hối đoái.

Những thay đổi nhỏ trong đô la hóa có thể dẫn đến "biến động tỷ giá rất lớn" (Willett và Banaian, 1996), và theo McKinnon (1982, 1993) cùng Bofinger (1991), đô la hóa là nguyên nhân chính gây ra sự bất ổn trong tỷ giá hối đoái linh hoạt Quan điểm này chỉ ra rằng đô la hóa tạo ra tác động gây bất ổn đáng kể trong nền kinh tế toàn cầu (Willett và Banaian, 1996) Điều này đặc biệt đúng đối với nền kinh tế đang phát triển như Việt Nam, nơi mà sự bất ổn tỷ giá hối đoái đã ảnh hưởng sâu sắc đến hầu hết các lĩnh vực sản xuất, đặc biệt là những ngành phụ thuộc vào nhập khẩu.

McKinnon (1996) cho rằng khái niệm đô la hóa quốc tế giúp giải thích sự biến động dễ dàng của tỷ giá hối đoái thả nổi.

Gruben và McLeod (2004) chỉ ra rằng đô la hóa và hội tụ lạm phát ở các nước Mỹ Latinh có mối liên hệ chặt chẽ Nghiên cứu cho thấy rằng việc sử dụng đô la Mỹ trong giao dịch và dự trữ giá trị giúp giảm lạm phát tại các quốc gia này, khi lạm phát của họ bị ảnh hưởng bởi lạm phát của Mỹ Mặc dù nghiên cứu không trực tiếp đề cập đến biến động tỷ giá, nhưng có thể rút ra rằng biến động tỷ giá hối đoái thường biểu hiện qua lạm phát, bất kể có giả định truyền dẫn đầy đủ, một phần hay trì hoãn.

Mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá và đô la hóa đang trở thành một vấn đề nghiên cứu thực nghiệm thú vị, đặc biệt với những quan sát mâu thuẫn hiện có Các nghiên cứu gần đây, như của Yinusa (2008) và Mengesha cùng Holmes (2013), đã cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho thấy có sự tác động từ đô la hóa đến biến động tỷ giá hối đoái tại Nigeria và Eritrea.

Mặc dù có nhiều nghiên cứu lý thuyết về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa, nhưng các nghiên cứu thực nghiệm vẫn còn hạn chế Việc thực hiện nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam sẽ giúp làm sáng tỏ mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa, đồng thời cung cấp chứng cứ thực tiễn cho vấn đề này.

Việc xác định hướng tác động là rất quan trọng đối với các nhà hoạch định chính sách ở các nền kinh tế đang phát triển và chuyển đổi Điều này giúp thiết kế trình tự thích hợp cho các chương trình ổn định, nhằm mục tiêu giảm thiểu bất ổn trong nền kinh tế, một thách thức lớn trong bối cảnh hiện nay.

Nghiên cứu này tập trung vào việc cung cấp bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá hối đoái và hiện tượng đô la hóa tại Việt Nam trong giai đoạn từ quý 1 năm 1998 đến quý 3 năm 2011.

Biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa ở Việt Nam

Biến động tỷ giá hối đoái

Theo quy định hiện hành, tỷ giá hối đoái của đồng Việt Nam được hình thành dựa trên cung cầu ngoại tệ trên thị trường, có sự điều tiết của Nhà nước Ngân hàng Nhà nước Việt Nam điều tiết tỷ giá hối đoái thông qua các công cụ chính sách tiền tệ và thực hiện mua bán trên thị trường ngoại tệ Cơ chế tỷ giá hối đoái của đồng Việt Nam là tỷ giá thả nổi có quản lý, được xác định dựa trên rổ tiền tệ của các quốc gia có quan hệ thương mại, vay nợ và đầu tư với Việt Nam, nhằm phù hợp với mục tiêu kinh tế vĩ mô trong từng giai đoạn.

Kể từ năm 1999, Việt Nam đã thực hiện những thay đổi quan trọng trong cơ chế điều hành tỷ giá, với Ngân hàng Nhà nước công bố tỷ giá USD/VND hàng ngày dựa trên tỷ giá giao dịch bình quân trên thị trường ngoại tệ liên ngân hàng Các tổ chức tín dụng sau đó xác định tỷ giá kinh doanh đô la Mỹ không được vượt quá biên độ cho phép so với tỷ giá bình quân này.

Trong giai đoạn 1999 đến 2009, cơ chế tỷ giá đã được điều chỉnh linh hoạt hơn với biên độ dao động tăng từ 0,1% lên ± 5% Tuy nhiên, từ tháng 11 năm 2009, biên độ này đã thu hẹp xuống còn ± 3% và tiếp tục giảm xuống ± 1% từ tháng 2 năm 2011.

Bảng 3.1 Tổng hợp biên độ dao dộng của tỷ giá USD/VND cho phép.

Khoảng thời gian Biên độ

Tỷ giá bình quân liên ngân hàng

Nguồn: Các quyết định điều chỉnh biên độ của Ngân hàng Nhà nước

Nguồn: Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Hình 3.1 Tỷ giá bình quân liên ngân hàng của đồng Việt Nam với đồng đô la

Mỹ từ năm 1998 đến quý 3 năm 2011.

Diễn biến tỷ giá USD/VND niêm yết tại các NHTM

Tỷ giá USD/VND tại các ngân hàng thương mại cần duy trì trong biên độ cho phép xung quanh tỷ giá bình quân liên ngân hàng Tuy nhiên, Ngân hàng Nhà nước có thể điều chỉnh tỷ giá này không kịp thời theo diễn biến thị trường, dẫn đến tình trạng tỷ giá giao dịch ở mức kịch trần kéo dài mà không phản ánh đúng giá trị thực của đồng USD Chẳng hạn, từ ngày 01/01/2010 đến 31/12/2010, Ngân hàng Nhà nước chỉ điều chỉnh tỷ giá bình quân liên ngân hàng hai lần vào ngày 11/02/2010 và 18/08/2010, trong khi tỷ giá niêm yết tại các ngân hàng đã nhiều lần chạm trần biên độ cho phép.

Nguồn: Ngân hàng Nhà nước Việt Nam chi nhánh TP.HCM.

Hình 3.2 Tỷ giá USD/VND niêm yết tại các ngân hàng thương mại từ năm

Biến động của tỷ giá USD/VND tại NHTM

Ngân hàng Nhà nước chi nhánh TP.HCM, Tác giả tự tính toán.

Hình 3.3 Biến động của tỷ giá USD/VND niêm yết tại các ngân hàng thương mại.

Nền kinh tế Việt Nam nổi bật với sự tồn tại của thị trường tài chính phi chính thức, chủ yếu do các kiểm soát mua bán và hạn chế giao dịch ngoại hối Những biện pháp này thường nhằm mục đích điều chỉnh cán cân thanh toán, dẫn đến sự hình thành thị trường song song, phản ánh nhu cầu của các tác nhân kinh tế trong bối cảnh kinh tế hiện tại (Montiel và các cộng sự, 1993) Thực tế cho thấy thị trường song song hoạt động song song với các nền kinh tế chính thức trên toàn cầu Tại Việt Nam, hai thị trường này đã đồng hành từ lâu, xuất phát từ giai đoạn dài điều tiết kinh tế và quản lý kinh tế vĩ mô yếu kém Để giảm quy mô của thị trường song song, việc loại bỏ các hạn chế và cho phép giá cả phản ánh đúng sự khan hiếm ngoại tệ là giải pháp hợp lý và hiệu quả.

Sự tồn tại của thị trường song song và cơ chế tỷ giá kém linh hoạt có thể dẫn đến chênh lệch lớn giữa tỷ giá ngân hàng và tỷ giá thị trường tự do, tạo ra tình trạng lũng đoạn ngoại tệ Khi dòng vốn được tự do hóa và thị trường tài chính mở cửa theo cam kết quốc tế, cơ chế tỷ giá hiện tại sẽ chịu tác động lớn từ biến động quốc tế Hai tỷ giá khác nhau làm tăng áp lực điều chỉnh tỷ giá chính thức, có thể phá vỡ mục tiêu lạm phát khi chính sách tiền tệ được áp dụng Áp lực điều chỉnh tỷ giá nhanh chóng ảnh hưởng đến các chỉ tiêu tiền tệ như lãi suất do tình trạng đô la hóa cao Kết quả là thay vì sử dụng lãi suất để duy trì ổn định mục tiêu lạm phát, biến động tỷ giá lại chi phối lãi suất và chính sách tiền tệ Trong bối cảnh này, Ngân hàng Nhà nước sẽ gặp khó khăn trong việc đồng thời theo đuổi cả mục tiêu lạm phát và tỷ giá.

Chính phủ Việt Nam đang triển khai các biện pháp nhằm giảm thiểu hoặc loại bỏ tác động của thị trường không chính thức đối với các loại hình kinh tế.

Diễn biến tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do

Trong nhiều năm qua, 10,000 ngoại tệ đã tồn tại tại đất nước, nhưng các biện pháp quản lý chủ yếu mang tính hành chính, không giải quyết được các yếu tố thị trường Hệ quả là một thị trường tự do vẫn song hành phát triển cùng với thị trường chính thức.

Diễn biến tỷ giá chính thức danh nghĩa và tỷ giá thị trường song song danh nghĩa của đồng Việt Nam so với đô la Mỹ được thể hiện rõ trong hình 3.4 và 3.5.

Nguồn: Ngân hàng Nhà nước Việt Nam chi nhánh TP.HCM.

Hình 3.4 Tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do từ năm 1998 đến quý 3 năm 2011.

Biến động của tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do

Nguồn: Ngân hàng Nhà nước chi nhánh TP.HCM, Tác giả tự tính toán.

Hình 3.5 Biến động của tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do.

Tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do có sự biến động mạnh hơn so với tỷ giá chính thức của các ngân hàng, dẫn đến mức độ bất ổn cao Sự biến động này ảnh hưởng đến lạm phát trong nước, khuyến khích việc sử dụng ngoại tệ cho các giao dịch, đơn vị tính toán và lưu trữ giá trị trong nền kinh tế.

19 98 q1 19 98 q3 được đề cập đến trong các tài liệu như đô la hóa hoặc thay thế tiền tệ (ví dụ xem Calvo, 2000; Chang, 2000; Dean, 2000).

Đô la hóa

Đô la hóa có thể được phân loại thành hai loại: đối xứng và bất đối xứng Theo McKinnon (1985), đô la hóa đối xứng xảy ra ở các nước phát triển, nơi cư dân trong và ngoài nước nắm giữ cả nội tệ và ngoại tệ Ngược lại, ở các nền kinh tế đang phát triển, đô la hóa là bất đối xứng, khi người dân trong nước giữ cả nội tệ và ngoại tệ, nhưng người nước ngoài không giữ nội tệ Đặc biệt, đồng đô la Mỹ trở thành ngoại tệ ưa thích, thực hiện các vai trò truyền thống của nội tệ, như lưu trữ giá trị và phương tiện thanh toán Tại Việt Nam, đô la hóa chủ yếu do lạm phát cao và sự giảm giá trị của đồng nội tệ, khiến người dân chọn giữ tài sản ổn định như vàng và đô la Mỹ Thêm vào đó, kiều hối từ người Việt Nam ở nước ngoài và dòng vốn quốc tế gia tăng đã tạo ra nguồn cung ngoại tệ lớn cho người dân và doanh nghiệp Chính phủ Việt Nam cũng thừa nhận tình trạng đô la hóa bằng cách cho phép người dân nắm giữ ngoại tệ dưới dạng tiết kiệm và tài khoản ngoại tệ tại ngân hàng.

1988) Và nguyên nhân cuối cùng là mức tiết kiệm dưới hình thức các tài sản bằng

Từ năm 2001 đến 2011, việc giữ lãi suất nội tệ thấp và ngắn hạn đã khuyến khích việc vay mượn nước ngoài bằng ngoại tệ, dẫn đến tình trạng đô la hóa tài sản nợ Nghiên cứu của Eichengreen và các cộng sự chỉ ra rằng hiện tượng này có thể gây ra những rủi ro tài chính cho nền kinh tế.

(2003) miêu tả điều này là không có khả năng vay nước ngoài bằng đồng tiền của chính mình.

Nguồn: Tổng cục Thống kê.

Hình 3.6 Tốc độ tăng giá tiêu dùng (CPI).

Nguồn: Ngân hàng Thế giới.

Hình 3.7 Doanh số kiều hối chuyển về Việt Nam (đơn vị tính: triệu USD).

Chỉ số Đô la hóa (DI)

Nguồn: Ủy ban Kinh tế của Quốc hội, Tác giả tự tính toán.

Hình 3.8 Chỉ số Đô la hóa (Dollarization Index – DI) của Việt Nam từ năm 1998 đến quý 3 năm 2011.

Mức độ đô la hóa tiền gửi ở Việt Nam đã giảm từ trên 30% vào cuối những năm 1990 xuống dưới 20% hiện nay, tùy thuộc vào lợi ích của việc nắm giữ đồng đô la Mỹ và đồng nội tệ cũng như tỷ lệ lạm phát Trong suốt thời gian này, đồng đô la Mỹ đã đóng vai trò thay thế đồng nội tệ, được người dân xem như kênh trú ẩn an toàn để bảo toàn giá trị, cũng như là công cụ niêm yết giá trị cho các tài sản có giá trị cao, đặc biệt trong lĩnh vực bất động sản.

Trong những năm gần đây, Chính phủ Việt Nam và Ngân hàng Nhà nước đã thực hiện nhiều biện pháp nhằm hạn chế tình trạng đô la hóa Các biện pháp này bao gồm việc tăng cường lợi ích của việc nắm giữ tiền đồng so với ngoại tệ, đồng thời ngăn cấm việc sử dụng ngoại tệ thay thế cho tiền đồng trong các giao dịch niêm yết và thanh toán thông qua các quy định hành chính Điều này nhằm đảm bảo sự ổn định của nền kinh tế và khuyến khích người dân sử dụng tiền đồng trong các hoạt động thanh toán, như trả lương, thưởng cho nhân viên nước ngoài, và giao dịch bất động sản.

Nghiên cứu này chỉ ra sự đồng tồn tại giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái tại Việt Nam, đồng thời sẽ phân tích mối quan hệ nhân quả giữa hai yếu tố này thông qua các phương pháp thực nghiệm.

Thiết kế nghiên cứu

Nguồn dữ liệu

Bài luận này phân tích dữ liệu chuỗi thời gian quý từ Quý 1 năm 1998 đến Quý 3 năm 2011, bao gồm cung tiền (M2), tiền gửi ngoại tệ (FCD) và tỷ giá hối đoái USD/VND trên thị trường tự do Mục tiêu là tính toán chỉ số đô la hóa (DI) và biến động tỷ giá hối đoái USD/VND (NERV).

Dữ liệu về cung tiền (M2) và tiền gửi ngoại tệ (FCD) được lấy từ số liệu thống kê của Ủy ban Kinh tế của Quốc Hội.

Theo số liệu từ Ngân hàng Nhà nước Việt Nam chi nhánh TP.HCM, tỷ giá hối đoái USD/VND danh nghĩa trên thị trường tự do đang được ghi nhận.

Bảng số liệu FCD, M2, DI và tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do được trình bày tại Phụ lục.

4.1.1Chỉ số đô la hóa.

Trong nghiên cứu này, chỉ số đô la hóa (Dollarization Index - DI) được tính bẳng tỷ số của tiền gửi ngoại tệ (FCD) và cung tiền (M2).

Các công dân trong nước thường nắm giữ ngoại tệ dưới ba hình thức chính: tiền gửi ngoại tệ (FCD) tại các ngân hàng trong nước, ngoại tệ đang lưu thông (FCC) trong nền kinh tế, và tiền gửi xuyên biên giới (CBD) tại ngân hàng nước ngoài.

FCC bao gồm lượng ngoại tệ lưu thông trong nước và trong tay chính phủ, nhưng việc tính toán FCC ở các nước đang phát triển và nền kinh tế chuyển đổi là rất khó khăn do nỗi lo về việc buộc chuyển đổi ngoại tệ sang nội tệ Nhiều hộ gia đình tại những nền kinh tế này thường giữ tiền mặt (cả nội tệ và ngoại tệ) thay vì gửi ngân hàng, dẫn đến việc đo lường mức độ đô la hóa tiền mặt trở nên phức tạp Tại Việt Nam, hiện chưa có cơ quan nào thực hiện thống kê và cung cấp số liệu FCC chính thức, một phần do khó khăn trong việc thống kê lượng ngoại tệ tiền mặt bị buôn lậu.

Các nghiên cứu về đô la hóa ở châu Mỹ Latinh cung cấp nhiều ví dụ về cách tính ngoại tệ nắm giữ (FCC), như trong các tác phẩm của Dean (2000), Feige (2003) và Krueger và Ha (1996) Chẳng hạn, Melvin và Ladman (1991) đã tính toán cung ngoại tệ tại Bolivia bằng cách liên hệ với thống kê về buôn bán ma túy bất hợp pháp Hơn nữa, Kamin và Ericsson (2003) đã sử dụng dữ liệu về các lô hàng đô la để phân tích tình hình ngoại tệ trong khu vực.

Mỹ đã gửi tiền mặt đến Argentina để ước tính trữ lượng ngoại tệ tại quốc gia này Trong khi đó, Melvin và Fenske (1992) đã nghiên cứu thị trường cho vay ở Bolivia để tính toán lượng đô la nắm giữ trong nước Tại Việt Nam, mặc dù có thể có dữ liệu về CBD ở một số nước, nhưng hiện chưa có thống kê chính thức Ngân hàng Nhà nước Việt Nam cho phép các tổ chức mở tài khoản ngoại tệ ở nước ngoài, nhưng không công bố số liệu về số dư ngoại tệ của các tổ chức này Quy định hiện hành yêu cầu tổ chức phải chuyển số dư về Việt Nam sau một thời gian nhất định Đối với cá nhân, pháp luật hiện tại không quy định việc mở tài khoản ngoại tệ ở nước ngoài, dẫn đến việc không thể thống kê số lượng công dân Việt Nam mở tài khoản tại ngân hàng nước ngoài Hơn nữa, với các rào cản kiểm soát vốn hiện nay, cá nhân không thể tự do chuyển khoản ngoại tệ vào và ra khỏi Việt Nam mà không tuân thủ các quy định quản lý ngoại hối nghiêm ngặt Do đó, CBD không được đưa vào tính toán đô la hóa trong nghiên cứu này.

Số liệu FCD và M2 theo tỷ VNĐ từ năm 1998 đến 2011

Việc sử dụng tỷ số FCD trên cung tiền (M2) là phương pháp phổ biến nhất để đánh giá mức độ đô la hóa trong nền kinh tế, đặc biệt ở các quốc gia không có hạn chế về việc nắm giữ tài khoản định danh bằng đồng đô la Tỷ số này được các nghiên cứu như của Agenor và Khan (1996), Clements & Schwartz (1992), Rennhack và Nozaki (2006), Sahay và Végh (1996), và Savastano (1996) xác nhận Ngoài ra, IMF cũng sử dụng tỷ số này để phân loại mức độ đô la hóa của các quốc gia trên toàn cầu.

Nguồn: Ủy ban Kinh tế của Quốc hội.

Hình 4.1 Biểu đồ thống kê tiền gửi ngoại tệ (FCD) và cung tiền (M2) của

Việt Nam theo tỷ VNĐ từ năm 1998 đến 2011.

Việc sử dụng tỷ số này để ước tính đô la hóa ở Việt Nam là hợp lý, vì trong thời gian nghiên cứu, không có hạn chế pháp lý nào đối với việc nắm giữ FCD trong ngân hàng nội địa Các ngân hàng đã được phép nhận tiền gửi ngoại tệ và trả lãi từ năm 1988 Do đó, với việc chính phủ không hạn chế nắm giữ ngoại tệ của người dân, FCD có thể tạo ra mối quan hệ ổn định với FCC và CBD, cho phép những thay đổi trong FCD phản ánh đầy đủ sự biến động của tổng số ngoại tệ mà người dân nắm giữ.

Tỷ số đô la hóa đã được áp dụng để đo lường tại nhiều quốc gia, bao gồm Cộng hòa Séc (2001), Canada (Dean, 2000), Campuchia (Viseth, 2001), một nhóm các nước Mỹ Latinh (Rennhack và Nozaki, 2006), và Nigeria (Yinusa, 2008).

4.1.2Biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa

Trong nghiên cứu về biến động tỷ giá hối đoái, tỷ giá hối đoái danh nghĩa của đồng Việt Nam so với đồng USD trên thị trường tự do được sử dụng Việt Nam có một thị trường phi chính thức cho ngoại tệ, nơi tỷ giá USD/VND không bị ràng buộc và phản ánh đúng các yếu tố cung cầu cũng như tình hình kinh tế vĩ mô Sự khan hiếm USD tại Việt Nam có thể được đánh giá chính xác hơn qua tỷ giá trên thị trường tự do so với tỷ giá chính thức, vốn bị điều chỉnh theo mong muốn của chính phủ Nghiên cứu của Yinusa (2008) cũng đã áp dụng tỷ giá hối đoái trên thị trường tự do ở Nigeria để đo lường biến động tỷ giá hối đoái.

Biến động tỷ giá hối đoái, theo Abdalla (2012), là thước đo sự dao động của tỷ giá và rủi ro liên quan, có thể tính theo ngày, tháng, quý hoặc năm Dựa trên giả định rằng tỷ giá hối đoái tuân theo phân phối chuẩn, biến động tỷ giá cho thấy mức độ thay đổi có thể xảy ra trong một khoảng thời gian nhất định Giống như các tài sản tài chính khác, biến động tỷ giá thường được tính bằng độ lệch chuẩn, tuy nhiên, đây là một biến không thể quan sát và cách tính này gây tranh cãi Các nghiên cứu gần đây đã ngày càng chấp nhận việc sử dụng các Mô hình phương sai sai số thay đổi tự hồi quy tổng quát (GARCH) để đo lường biến động tỷ giá hối đoái.

Theo Abdalla (2012), có hai cách tính biến động thông dụng trong tài chính: biến động lịch sử và biến động hàm ý Biến động lịch sử được tính từ giá trị trong quá khứ của tỷ giá, cung cấp đánh giá tốt cho các thay đổi cố thể trong tương lai khi các thị trường tài chính hoặc nền kinh tế không trải qua các thay đổi cấu trúc Ngược lại, biến động hàm ý ước lượng các nhân tố tham gia thị trường có thể xảy ra trong tương lai, dựa trên giá niêm yết của một quyền chọn tiền tệ và mô hình định giá quyền chọn Black Scholes, trong đó giá của một quyền chọn được xác định bởi các yếu tố như mức giá hiện tại của tài sản, giá thực hiện, thời gian còn lại của kỳ hạn, lãi suất phi rủi ro, và sự biến động của tài sản.

Biến động tỷ giá hối đoái tương tự như biến động của các tài sản tài chính khác, phản ứng nhạy bén với thông tin Các nhà giao dịch tiền tệ, nhạy cảm với thông tin, có thể tác động đến giá trị đồng tiền so với các đồng tiền khác Tình hình kinh tế vĩ mô của hai quốc gia là yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến tỷ giá Sự không chắc chắn về tương lai kinh tế khiến các nhà giao dịch lo lắng và ít sẵn sàng nắm giữ một loại tiền tệ cụ thể Điều này là lý do chính cho sự biến động trên thị trường ngoại hối Thay đổi tỷ lệ giữa các nhà phòng ngừa rủi ro và nhà đầu cơ cũng có thể tác động đến biến động của đồng tiền Ngân hàng trung ương có thể ảnh hưởng đến sự biến động của đồng tiền thông qua thông báo về ý định can thiệp hoặc các hành động khác trên thị trường Trong ngắn hạn, ngân hàng trung ương có khả năng tác động lớn nhất đến giá trị đồng tiền của mình và có thể gây ra sự thay đổi trong biến động.

Mô hình phương sai sai số thay đổi tự hồi quy tổng quát - GARCH (Generalised Autoregressive Conditional Heteroskedasticity):

Mô hình GARCH, được Bollerslev giới thiệu vào năm 1986, là một phiên bản tổng quát hơn của mô hình ARCH Mô hình này được áp dụng phổ biến trong các mô hình toán kinh tế, đặc biệt trong phân tích chuỗi thời gian tài chính.

Theo Nguyễn Trọng Hoài và các cộng sự (2009), thì tổng quát mô hình GARCH(p,q) có dạng:

Phương trình (1) cho thấy phương sai ht hiện tại phụ thuộc vào các giá trị quá khứ của cú sốc, biểu thị qua các biến trễ của hạng nhiễu bình phương, cũng như các giá trị quá khứ của chính ht, được đại diện bởi các biến ht-i Khi p=0, tức là bậc của AR bằng 0, mô hình GARCH(0,q) trở thành mô hình ARCH(q).

Phương pháp thông dụng để ước lượng mô hình GARCH(p,q) là phương pháp ước lượng hợp lý tối đa (Maximum Likelihood Estimation- MLE).

Dạng đơn giản nhất của mô hình GARCH(p,q) là mô hình GARCH(1,1). Phương trình phương sai của mô hình GARCH(1,1) được thể hiện như sau: h t = γ 0 + δ 1 h t−1 + γ 1 u 2 (3)

Mô hình GARCH(1,1) là một cách biểu diễn thu gọn của mô hình ARCH (q), với q kéo dài vô tận, qua một vài biến đổi.

Phương trình (3) có thể được viết lại như sau: h t = γ 0 + δh t−1 + γ 1 u 2

= γ 0 + δγ 0 + δ 2 γ 0 + ⋯ + γ 1 u t−1 + δγ 1 u t−2 + δ Đặt A =γ 0 + δγ 0 + δ 2 γ 0 + ⋯ + δ ∞ γ 0 Nếu nhân hai vế của phương trình cho � ta sẽ có: δA =�γ 0 + δ 2 γ 0 + δ 3 γ 0 +

Lấy trừ , rồi sắp xếp lại, ta sẽ có công thức A thu gọn như sau: t− 1 t− 1 t−1 t−

Thế công thức vào phương trình ta sẽ có: γ 0 2 2 2 h t = 1 −

Mô hình nghiên cứu

4.2.1.Mô hình Véc tơ tự hồi quy (VAR)

Mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR) được đề xuất và xây dựng bởi Christopher Sims năm 1980, dựa trên quan điểm rằng tất cả các biến đều là nội sinh và không có sự phân biệt biến nội sinh và ngoại sinh Theo đó, mô hình VAR là mô hình động của một số biến thời gian, bao gồm nhiều phương trình (mô hình hệ phương trình) và có các trễ của biến số Mô hình này được thiết kế để giải quyết hạn chế của các mô hình nhiều phương trình truyền thống, nơi quyết định biến nội sinh và ngoại sinh thường mang tính chủ quan.

Mô hình VAR tổng quát đối với Y1 và Y2 là hai chuỗi thời gian có dạng sau

Trong mô hình này, mỗi phương trình đều bao gồm trễ của các biến Với hai biến, mô hình có 2p hệ số góc và 2 hệ số chặn Trong trường hợp tổng quát, nếu mô hình có k biến, sẽ có k * 2p hệ số góc và k hệ số chặn Khi giá trị k tăng lên, số lượng hệ số cần ước lượng cũng sẽ tăng theo.

Theo Phạm Trí Cao (2007), phương pháp VAR ước lượng mô hình như sau:

- Mô hình VAR là một hệ phương trình đồng thời, trong đó tất cả các biến đều là nội sinh.

- Biến độc lập là các biến nội sinh ở các thời kỳ trễ.

Nếu các phương trình có cùng một số biến và độ dài trễ của các biến trong các phương trình giống nhau, thì có thể sử dụng phương pháp OLS để ước lượng mà không cần áp dụng các phương pháp ước lượng hệ phương trình.

4.2.2.Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test).

Nghiên cứu này tập trung vào việc xác định mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa Để thực hiện điều này, cặp kiểm định quan hệ nhân quả Granger giữa biến động tỷ giá hối đoái (NERV) và chỉ số đô la hóa (DI) đã được ước lượng thông qua kỹ thuật véc tơ tự hồi quy (mô hình VAR) Phương pháp Granger được áp dụng để phân tích mối liên hệ này.

Năm 1969, vấn đề liệu x có gây ra y được giải quyết bằng cách phân tích mức độ mà giá trị hiện tại của y có thể được giải thích bởi giá trị quá khứ của y, và xem xét liệu việc thêm các giá trị độ trễ của x có cải thiện được sự giải thích này hay không Một biến y được coi là bị gây ra bởi x (Granger-caused) nếu x có thể dự đoán y, tương đương với việc các hệ số độ trễ của x phải có ý nghĩa thống kê Cần lưu ý rằng mối quan hệ nhân quả thường gặp là hai chiều, tức là x gây ra y và y cũng có thể gây ra x.

Mệnh đề "x gây ra y" không nhất thiết chỉ ra y là kết quả của x, mà quan hệ nhân quả Granger chỉ định lượng sự ưu tiên và nội dung thông tin Việc lựa chọn độ trễ tối ưu cho các biến trong mô hình là rất quan trọng để xác định quan hệ nhân quả Granger chính xác Lựa chọn độ trễ không phù hợp có thể dẫn đến từ chối hoặc chấp nhận sai về quan hệ nhân quả Do đó, việc sử dụng độ trễ lớn hơn là cần thiết để đảm bảo tính chính xác của kiểm định quan hệ nhân quả Granger, với lý thuyết dựa trên tất cả thông tin trong quá khứ Nghiên cứu về độ trễ tối ưu thường dựa trên tiêu chuẩn Akaike Information Criteria (AIC) và Schwarz Information Criterion (SIC), giúp giảm đáng kể xác suất chấp nhận hay từ chối sai giả thuyết không có quan hệ nhân quả Điều này phản ánh sự tin tưởng vào khoảng thời gian dài nhất mà một biến có thể dự đoán biến khác.

Với VAR 2 biến mô tả x và y, y không gây ra (Granger-cause) x nếu các ma trận hệ số ∅ j có dạng tam giác dưới với tất cả j:

Từ hàng đầu tiên, dự báo một kỳ trước tối ưu của x không phụ thuộc vào giá trị trễ của y nhưng vào các giá trị trễ của chính nó:

Để thực hiện kiệm định này, cần sử dụng độ trễ tự hồi quy tối ưu ρ, được đề xuất bởi các tiêu chuẩn thông tin khác nhau, và phương trình (7) sẽ được ước lượng.

� � = (�� � , �� � � � ) � (7) theo mô hình VAR Z t là véc tơ cột của các biến Chi tiết hơn:

Trong nghiên cứu này, mô hình được xác định bằng phương trình \( DI_t = \beta_1 NERV_{t-1} + \beta_2 NERV_{t-2} + \ldots + \beta_k NERV_{t-k} \) và \( NERV_t = \beta_1 DI_{t-1} + \beta_2 DI_{t-2} + \ldots + \beta_k DI_{t-k} \), với ρ là độ trễ tối ưu Các thống kê F được sử dụng để kiểm tra giả thuyết rằng tất cả các hệ số βi đều bằng 0, cho thấy NERV_t không gây ra DI_t và ngược lại Nếu giả thuyết không bị từ chối, điều đó có nghĩa là không có tác động gây ra giữa hai biến Tuy nhiên, nếu các hệ số βi trong cả hai phương trình đều khác không, điều này chứng tỏ sự tồn tại của quan hệ nhân quả hai chiều giữa NERV_t và DI_t.

Các kiểm định mô hình

Tính không dừng là một yếu tố quan trọng trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian, vì vậy việc kiểm tra đặc điểm này là bước đầu tiên trong nghiên cứu thực nghiệm Để xác định mối quan hệ nhân quả một cách chính xác, cần đảm bảo rằng các chuỗi thời gian là dừng, tức là giá trị trung bình phải bằng 0 và phương sai không thay đổi theo thời gian Hơn nữa, giá trị hiệp phương sai giữa hai khoảng thời gian chỉ phụ thuộc vào khoảng cách giữa chúng, không phụ thuộc vào thời gian thực tế Kiểm định nghiệm đơn vị là phương pháp phổ biến để xác định tính dừng của chuỗi thời gian, với kết quả cho thấy chuỗi không dừng nếu nghiệm không đạt yêu cầu.

Kiểm định Dickey Fuller (DF) áp dụng với các hồi quy được thực hiện ở các dạng sau: ΔY t = δY t-1 + u t ΔY t = β 1 + δY t-1 + u t ΔY t = β 1 + β 2 t + δY t-1 + u t (10)

Trong đó, t là biến xu hướng hoặc biến thời gian Trong mỗi trường hợp giả thuyết H0 sẽ là δ = 0, tức là có nghiệm đơn vị.

Nếu số hạng sai số ut là tự tương quan, ta sẽ biến đổi (10) thành: ΔY t = β 1 + β 2 t + δY t-1 + α i ∑ m ΔY t-i + ε t

Để xác định số lượng hạng sai phân của độ trễ cần thiết, ta có ΔY−1 = Y−1 − Y−2 và ΔY−2 = Y−2 − Y−3, tức là dựa vào các số hạng sai phân Số lượng hạng sai phân cần thiết thường được xác định qua thực nghiệm, và khái niệm về số lượng hạng này để có được sai số trong phương trình (3.5) là độc lập với chuỗi Giả thuyết H0 vẫn giữ nguyên với δ = 0 hoặc ρ.

Kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) được áp dụng cho các mô hình không dừng để xác định nghiệm đơn vị Trị thống kê của kiểm định ADF có phân phối tiệm cận tương tự như trị thống kê của kiểm định DF, cho phép sử dụng các giá trị tới hạn giống nhau.

Kiểm định nghiệm đơn vị Phillips-Perron (1988) đã trở thành một công cụ quan trọng trong phân tích chuỗi thời gian tài chính Phương pháp này khác với kiểm định ADF ở chỗ nó xử lý tương quan chuỗi và phương sai không đồng nhất của phần sai số một cách khác biệt Cụ thể, trong khi kiểm định ADF sử dụng tham số tự hồi quy để ước lượng cấu trúc sai số ARMA, kiểm định Phillips-Perron lại không xem xét tương quan chuỗi trong phân tích hồi quy Mô hình hồi quy cho kiểm định PP được biểu diễn bởi phương trình: Δy t = β + D t + πy t-1 + u t.

Trong đó �� là I(0) và có thể có phương sai không đồng nhất Kiểm định

PP sẽ khắc phục được tương quan chuỗi và phương sai không đồng nhất của sai số

�� của phân tích hồi quy bằng cách điều chỉnh trực tiếp kiểm định thống kê � �=0 và T �̂ Những thống kê được điều chỉnh, ký hiệu �� và ��, được đưa ra bởi:

2là ước tính phù hợp của các tham số biến đổi

Giả thiết H0 trong phương pháp Phillip-Perron là π = 0, với thống kê Zt và Zπ có phân phối tiệm cận tương tự như thống kê t và thống kê chuẩn hóa của phương pháp ADF Kiểm định theo phương pháp Phillip-Perron mang lại lợi ích so với kiểm định ADF nhờ khả năng xử lý phương sai không đồng nhất của sai số ut và không yêu cầu chiều dài độ trễ cho phân tích hồi quy.

Trong luận văn này, tính dừng của các biến NERV và DI được phân tích bằng cách sử dụng kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP).

4.3.2Kiểm tra độ trễ phù hợp. Đối với chuỗi thời gian điều quan trọng cần chú ý là lựa chọn độ trễ phù hợp để phân tích vì độ trễ có thể ảnh hưởng đến kết quả Do đó, lựa chọn độ trễ theo tiêu chuẩn phù hợp là cần thiết Nghiên cứu này sử dụng độ trễ đề xuất theo tiêu chuẩn thông tin Akaike AIC (Akaike Information Criterion) và Schwarz Information Criterion (SIC).

Tiêu chuẩn thông tin Akaike AIC (Akaike Information Criterion):

Tiêu chuẩn AIC do Akaike (1974) đề xuất và được tính như sau:

Với k là số biến giải thích (bao gồm cả số hạng chặn) và n là số quan sát, có thể biểu diễn như sau:

LnAIC là logarithm tự nhiên của AIC, và một số phần mềm sử dụng dạng log để xác định AIC AIC có tính nghiêm ngặt hơn hệ số xác định khi thêm biến vào mô hình Khi so sánh nhiều mô hình, mô hình có AIC nhỏ hơn sẽ được ưu tiên chọn lựa AIC không chỉ hữu ích trong phân tích nội mẫu mà còn hỗ trợ dự đoán ngoài mẫu, và thường được áp dụng để xác định độ trễ trong mô hình tự hồi quy AR(p).

Tiêu chuẩn thông tin Schwarz (Schwarz Information Criterion SIC):

Tương tự như AIC, tiêu chuẩn SIC do Schwarz (1978) đề xuất, được xác định như sau:

SIC chịu sự nghiêm ngặt hơn AIC Như AIC, giá trị của SIC nhỏ, mô hình tốt hơn.

4.3.3Kiểm định đồng liên kết.

Engle và Granger (1987) chỉ ra rằng chuỗi thời gian có thể không dừng ở dữ liệu gốc nhưng có thể trở thành dừng sau khi thực hiện lấy sai phân Khi kết hợp tuyến tính của các chuỗi dữ liệu không dừng tạo thành một chuỗi dừng, chúng ta có thể khẳng định rằng các chuỗi này có quan hệ đồng liên kết, tức là tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng.

Các chuỗi ngẫu nhiên �1,y2,…,�� được gọi là đồng liên kết nếu:

- Tồn tại tổ hợp tuyến tính của chúng mà tổ hợp này là I(d) trong đó d r Thống kê sử dụng là:

Kiểm định dựa trên giá trị riêng lớn nhất: H 0 : số quan hệ đồng tích hợp = r

H1: số quan hệ đồng tích hợp = r+1

Thống kê sử dụng là:

Các ước lượng giá trị riêng được sắp xếp theo thứ tự giảm dần Các kiểm định được thực hiện theo trình tự từ trên xuống và sẽ dừng lại khi giả thuyết H0 bị bác bỏ.

Kết quả nghiên cứu

Kiểm định tính dừng

Kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP) đã được áp dụng cho các chuỗi số liệu của các biến NERV và DI Kết quả phân tích cho từng biến NERV và DI được trình bày chi tiết trong các bảng 5.1, 5.2, 5.3 và 5.4.

Bảng 5.1 Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với biến NERV.

Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 54

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.2 Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với biến NERV.

Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 54

Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical

Nguồn: Tác giả tự tính toán

Bảng 5.3 Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với biến DI.

Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 54

Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.4 Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với biến DI.

Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 54

Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10%

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Kết quả từ hai kiểm định Augmented Dickey-Fuller và Phillips-Perron cho thấy các chuỗi dữ liệu của hai biến NERV và DI có nghiệm đơn vị, nghĩa là không dừng tại mức ý nghĩa 1%.

Giả thiết H0 đã bị bác bỏ ở tất cả các mức ý nghĩa khi thực hiện sai phân bậc một trên chuỗi dữ liệu của hai biến Kết quả này cho thấy các biến đều dừng ở sai phân bậc một, như được trình bày trong các bảng 5.5, 5.6, 5.7 và 5.8.

- Sai phân bậc một của biến NERV:

Bảng 5.5 Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với sai phân bậc một của biến NERV.

Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 53

Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.6 Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với sai phân bậc một của biến

Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 53

Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10%

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

- Sai phân bậc một của biến DI:

Bảng 5.7 Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với sai phân bậc một của biến DI.

Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 53

Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.8 Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với sai phân bậc một của biến DI.

Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 53

Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10%

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Kiểm tra độ trễ phù hợp

Theo Bảng 5.9, kết quả các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ cho thấy rằng dựa trên tiêu chuẩn Akaike Information Criteria (AIC) và Schwarz Information Criterion (SIC), độ trễ được đề nghị lựa chọn là 1 với mức ý nghĩa 5%.

Bảng 5.9 Kết quả các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ.

Sample: 2000q4 - 2011q3 Number of obs = 44 lag LL LR df p FPE AIC HQIC SBIC

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Kiểm định đồng liên kết

Do các biến NERV và DI không dừng ở I(0), có khả năng xuất hiện véc tơ đồng liên kết Nghiên cứu áp dụng phương pháp Johansen và Juselius (1990) để kiểm định giả thuyết này Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H0 (không có quan hệ đồng liên kết), cần so sánh giá trị “Trace Statistic” với giá trị phê phán ở mức ý nghĩa 5%.

- Nếu Trace Statistic < Critical Value, ta chấp nhận giả thiết H0.

- Nếu Trace Statistic > Critical Value, ta bác bỏ giả thiết H0.

Bảng 5.10 Kết quả kiểm định đồng liên kết

Trend: constant Number of obs = 53

5% maximum rank parms LL eigenvalue trace statistic critical value

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Kết quả từ bảng 5.10 cho thấy chúng ta chấp nhận giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%, điều này có nghĩa là không có mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến NERV và DI trong mô hình Do đó, không tồn tại quan hệ dài hạn giữa hai biến này.

Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test)

Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test) sử dụng mô hình VAR nhằm phân tích mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái (NERV) và chỉ số đô la hóa (DI) Giả thuyết H0 được đặt ra là chỉ số đô la hóa không ảnh hưởng đến biến động tỷ giá hối đoái, và ngược lại, biến động tỷ giá hối đoái cũng không có ảnh hưởng đến chỉ số đô la hóa.

Kết quả được báo cáo trong các bảng 5.11, 5.12 và 5.13 sau đây:

Bảng 5.11 Kết quả hồi quy VAR.

Equation Parms RMSE R-sq chi2 P>chi2 dNERV 5 00042 0.2299 15.51976 0.0037 dDI 5 012435 0.0613 3.396203 0.4938

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.12 Kết quả hồi quy VAR.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.13 Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger.

Equation Excluded chi2 df Prob > chi2 dNERV dDI 9.7088 2 0.008 dNERV ALL 9.7088 2 0.008 dDI dNERV 1.9948 2 0.369 dDI ALL 1.9948 2 0.369

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger cho thấy chúng ta bác bỏ giả thiết H0 rằng chỉ số đô la hóa không ảnh hưởng đến biến động tỷ giá hối đoái, trong khi không thể bác bỏ giả thiết H0 rằng biến động tỷ giá hối đoái không ảnh hưởng đến chỉ số đô la hóa Thêm vào đó, kết quả hồi quy VAR cho thấy chỉ số đô la hóa có mối tương quan tỷ lệ thuận với biến động tỷ giá hối đoái.

Kiểm tra tính ổn định của mô hình VAR

Khi ước lượng VAR, việc kiểm tra tính ổn định của hệ thống là rất quan trọng Do đó, từ kết quả hồi quy VAR đã trình bày, cần thực hiện kiểm tra tính ổn định của VAR theo phương pháp được đề xuất bởi Lutkepohl (2005) và Hamilton (1994).

Từ bảng 5.14 và hình 5.1, kết quả cho thấy VAR ổn định do các nghiệm của đa thức đặc trưng đều nhỏ hơn 1và nằm trong vòng tròn đơn vị:

Bảng 5.14 Kết quả kiểm tra tính ổn định của VAR.

All the eigenvalues lie inside the unit circle VAR satisfies stability condition.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Roots of the companion matrix

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Hình 5.1 Kết quả kiểm tra tính ổn định của VAR (Vòng tròn đơn vị).

Kiểm định tính dừng các phần dư của VAR

Chúng tôi đánh giá tính phù hợp của mô hình VAR thông qua kiểm định tính dừng của các phần dư Nếu phần dư dừng lại, mô hình được coi là phù hợp Kiểm định tính dừng được thực hiện bằng phương pháp ADF và PP Kết quả từ các bảng 5.15, 5.16, 5.17 và 5.18 cho thấy phần dư của mô hình đều dừng ở I(0), xác nhận rằng chuỗi dữ liệu tương thích với mô hình.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.15 Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với phần dư của biến NERV.

Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 51

Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.16 Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với phần dư của biến DI.

Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 51

Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical

Bảng 5.17 Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với phần dư của biến NERV.

Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 51

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.18 Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với phần dư của biến

Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 51

Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10%

Gợi ý từ kết quả nghiên cứu

Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger cho thấy đô la hóa ảnh hưởng đến biến động tỷ giá hối đoái tại Việt Nam, đặt ra hai vấn đề chính sách quan trọng: cần xem xét cắt giảm đô la hóa và lựa chọn chính sách tỷ giá phù hợp để đảm bảo ổn định kinh tế vĩ mô và hệ thống tài chính Quan hệ nhân quả chỉ ra rằng đô la hóa không phải là lựa chọn khả thi cho Việt Nam, vì nó có thể gây ra bất ổn kinh tế vi mô và vĩ mô do làm gia tăng độ nhạy cảm với rủi ro tỷ giá Thêm vào đó, Việt Nam không đáp ứng các điều kiện của khu vực tiền tệ tối ưu cho đô la hóa, mặc dù là một nền kinh tế lớn và mở, nhưng không có liên kết chặt chẽ với Mỹ về tài chính và thương mại.

Nghiên cứu cho thấy để đảm bảo ổn định tỷ giá hối đoái và tài chính, cần giảm bớt đô la hóa Tuy nhiên, việc này có thể ảnh hưởng đến khả năng tối ưu hóa danh mục đầu tư của người dân và tổ chức trong nước, dẫn đến mất cơ hội đa dạng hóa và phòng ngừa rủi ro Hiện tại, tại Việt Nam, các lựa chọn phòng ngừa rủi ro cho nhà đầu tư còn hạn chế Ngoài ra, cần xem xét các thiệt hại có thể phát sinh khi xây dựng chính sách giảm đô la hóa Chính phủ cần cân nhắc giữa lợi ích của người dân trong việc nắm giữ tài sản và mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô trong bối cảnh tỷ giá hối đoái biến động.

Người sở hữu tài sản tại Việt Nam đang phải đối mặt với thách thức lớn khi các lựa chọn phòng ngừa rủi ro lạm phát kéo dài bị hạn chế.

Trong bối cảnh lạm phát cao, người dân tìm kiếm các lựa chọn thay thế tiền đồng để bảo toàn tài sản, như vàng và ngoại tệ ổn định Để giảm thiểu tình trạng đô la hóa, cần thực hiện chính sách tiền tệ khuyến khích sử dụng đồng nội tệ, chẳng hạn như tăng lợi ích khi nắm giữ tiền đồng Một số biện pháp có thể áp dụng bao gồm tăng dự trữ bắt buộc đối với tiền gửi ngoại tệ và áp đặt trần lãi suất cho các khoản tiền gửi này Việc tăng dự trữ bắt buộc sẽ giảm động cơ thu hút tiền gửi ngoại tệ của ngân hàng, trong khi trần lãi suất hiện tại tại Việt Nam quy định mức tối đa là 1%/năm cho cá nhân và 0,25%/năm cho tổ chức Mục tiêu là khuyến khích chuyển đổi từ tiền gửi ngoại tệ sang đồng Việt Nam, tuy nhiên, biện pháp này có thể tạo ra sự méo mó trong quan hệ cung cầu lãi suất ngoại tệ và dẫn đến các hành vi lách luật.

Gần đây, chính phủ Việt Nam đã thực hiện các biện pháp nhằm hạn chế tình trạng đô la hóa trong lưu thông, bao gồm việc giới hạn sử dụng ngoại tệ và tăng mức xử phạt vi phạm hành chính Cụ thể, hành vi niêm yết giá hàng hóa, dịch vụ bằng ngoại tệ không được phép có thể bị phạt lên đến 500 triệu đồng, theo Nghị định số 95/2011/NĐ-CP Những biện pháp này nhằm giảm thiểu chức năng thay thế của ngoại tệ đối với đồng nội tệ trong việc niêm yết giá và thanh toán.

56 pháp này đã có những tác động tâm lý nhất định đến người dân và tổ chức và có ý nghĩa tuyên truyền nâng cao vị thế của tiền đồng.

Một biện pháp hiệu quả để hạn chế đô la hóa là kiểm soát vốn hoặc cấm tiền gửi ngoại tệ, nhưng điều này có thể đảo ngược sự mở cửa của nền kinh tế Việt Nam và chỉ nên coi là giải pháp tạm thời Việt Nam là một trong những quốc gia nhận kiều hối cao nhất thế giới, với chính sách khuyến khích thu hút kiều hối Việc kiểm soát vốn hoặc cấm tiền gửi ngoại tệ có thể gây thiệt hại lớn về kiều hối, với doanh số hàng năm trên 10 tỷ USD, ảnh hưởng tiêu cực đến nền kinh tế và có những tác động chính trị, xã hội nhất định.

Ngoài ra, do quy mô của đất nước, khoảng cách và quan hệ thương mại với

Mỹ có thể đảo ngược đô la hóa bằng cách thả nổi đồng tiền của mình sau khi đáp ứng một số điều kiện kinh tế vĩ mô Điều này cần thực hiện theo trình tự hợp lý, bao gồm củng cố hệ thống tài chính, xây dựng ngân hàng trung ương độc lập, cải thiện quản lý và giám sát ngân hàng, tăng cường vốn hóa ngân hàng, và phát triển tài sản đồng nội tệ Những nỗ lực của Chính phủ và Ngân hàng Nhà nước trong việc tái củng cố thị trường tài chính gần đây là đáng ghi nhận, với sự ổn định của tỷ giá USD/VND và các bước cải cách ngân hàng cho thấy ngân hàng trung ương đang chủ động hơn trong chính sách tiền tệ, góp phần giảm đô la hóa và ổn định tỷ giá hối đoái.

Mặc dù bằng chứng thực nghiệm cho thấy đô la hóa ảnh hưởng đến biến động tỷ giá hối đoái, cần lưu ý rằng còn nhiều yếu tố kinh tế vĩ mô và cú sốc khác cũng gây ra sự bất ổn này Do đó, không thể khẳng định đô la hóa nên được ưu tiên hơn các yếu tố khác trong việc xây dựng chính sách tỷ giá Việc phân tích rõ ràng tác động của đô la hóa là cần thiết để xây dựng và thực thi chính sách tỷ giá hiệu quả.