TỔ NG QUAN V Ề LÝ THUY Ế T V Ề CUNGVÀ C Ầ U TI Ề N T Ệ
T Ổ NG QUAN V Ề LÝ THUY Ế T CUNG VÀ C Ầ U TI Ề N T Ệ
1.1.1 Tổng quan về lý thuyết cung tiền
Cung tiền là tổng số tiền được cung ứng cho nền kinh tế, nhằm đáp ứng nhu cầu sản xuất, lưu thông hàng hóa và các hoạt động chi tiêu khác trong xã hội.
Mức cung tiền tệ đại diện cho tổng khối tiền tệ đã được cung cấp cho nền kinh tế trong một khoảng thời gian nhất định Khối tiền tệ này bao gồm nhiều thành phần khác nhau.
Tiền giao dịch, hay còn gọi là M1, là khối tiền trực tiếp sử dụng làm phương tiện lưu thông và thanh toán trong nền kinh tế, giúp đáp ứng nhanh chóng các nhu cầu thanh toán của cá nhân và tổ chức.
+ Tiền mặt đang lưu hành (C-cash): Tiền mặt lưu hành, còn gọi là tiền mặt trong lưu thông bao gồm ba bộ phận:
• Tiền mặt trong tay nhân dân.
• Tiền mặt trong quỹ các đơn vị, tổ chức kinh tế.
• Tiền mặt trong quỹ nghiệp vụ của hệ thống ngân hàng và các tổ chức tín dụng.
Ba bộ phận tiền mặt, hay còn gọi là cơ số tiền tệ, có ảnh hưởng mạnh mẽ đến lực lượng hàng hóa và dịch vụ trong nền kinh tế, do đó cần được theo dõi và kiểm soát chặt chẽ Tiền mặt lưu hành, là lượng tiền giấy do ngân hàng Trung Ương phát hành và đang trong lưu thông, thường được gọi là tiền Trung Ương.
+ Tiền gửi không kỳ hạn (Deposit)
Tiền gửi không kỳ hạn được coi là tiền giao dịch, cho phép chủ tài khoản sử dụng bất kỳ lúc nào để thanh toán hàng hóa và dịch vụ Tuy nhiên, tính kịp thời và ngay lập tức trong việc chi trả của loại tiền gửi này không thể so sánh với tiền mặt.
Mặc dù tiền mặt và tiền gửi không kỳ hạn có sự khác biệt, cả hai đều có khả năng thanh toán nhanh chóng, đáp ứng kịp thời nhu cầu giao dịch của người sở hữu Chính vì vậy, chúng thường được gọi là tiền giao dịch hay tiền mạnh.
Khối tiền giao dịch mở rộng (M2):
Bên cạnh khối tiền giao dịch (M1), còn tồn tại các khoản tài sản khác như tiền gửi tiết kiệm, tiền gửi định kỳ, trái phiếu kho bạc ngắn hạn và các hối phiếu, kỳ phiếu ngắn hạn Những tài sản này không thể sử dụng ngay lập tức như tiền mặt, nhưng sau một thời gian, chúng có thể được huy động Do đó, chúng cần được tính vào khối tiền tệ của nền kinh tế Khối tiền rộng trở thành yếu tố quan trọng trong chính sách tiền tệ quốc gia.
Tùy mức độ “giải tỏa” của các loại “chuẩn tệ” khối tiền cũng đƣợc phân thành các cấp độ khác nhau.
M2=M1+Tiền gửi tiết kiệm, tiền gửi định kỳ.
Khối tiền (moneytary block) – Ký hiệu là M
Khối tiền M trong nền kinh tế bao gồm M2 và các khoản tiền gửi khác, và nó biến động theo tình hình kinh tế tài chính cũng như hiệu quả hoạt động của hệ thống ngân hàng.
1.1.1.2.Các thành viên tham gia quá trình cung ứng tiền tệ
Ngân hàng trung ương là cơ quan chính phủ có vai trò quan trọng trong việc giám sát toàn bộ hoạt động ngân hàng và thực hiện chính sách tiền tệ Tại Mỹ, cơ quan này được gọi là Hệ thống Dự trữ Liên bang, trong khi ở Việt Nam, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đảm nhận chức năng tương tự.
Các ngân hàng đóng vai trò là trung gian tài chính, nhận tiền gửi từ cá nhân và tổ chức, sau đó thực hiện cho vay Những tổ chức này bao gồm ngân hàng thương mại, công ty tiết kiệm và cho vay, ngân hàng tiết kiệm tương trợ cùng với các liên hiệp tín dụng.
Người gửi tiền: các cá nhân và các tổ chức nắm giữ tiền gửi ở các ngân hàng.
Người đi vay bao gồm cá nhân và tổ chức vay tiền từ các tổ chức nhận tiền gửi hoặc từ các tổ chức phát hành trái khoán, trong đó các trái khoán này được các tổ chức nhận gửi mua lại.
Ngân hàng trung ương giữ vai trò quan trọng nhất trong bốn thành viên, chịu trách nhiệm điều hành chính sách tiền tệ và quản lý các hoạt động ảnh hưởng đến bảng cân đối tài sản của mình.
1.1.2.Tổng quan về lý thuyết cầu tiền
1.1.2.1.Lý thuyết số lƣợng tiền
Lý thuyết về cầu tiền đã được các nhà kinh tế học cổ điển nghiên cứu từ cuối thế kỷ 19 đến đầu thế kỷ 20 Mặc dù không trực tiếp đề cập đến cầu tiền, các lý thuyết này giải quyết vấn đề giá trị danh nghĩa của tổng thu nhập Điều này giúp xác định số tiền cần nắm giữ dựa trên thu nhập đã cho, từ đó tạo thành một phần của học thuyết về cầu tiền.
Cách tiếp cận theo lý thuyết số lƣợng tiền đƣợc trình bày rõ nhất trong tác phẩm
Khái niệm "sức mua của tiền tệ" được nhà kinh tế học Mỹ Irving Fisher đề cập vào năm 1911, trong đó ông phân tích mối quan hệ giữa tổng lượng tiền tệ (M) và tổng chi tiêu cho hàng hóa và dịch vụ sản xuất (PY), với P là mức giá và Y là tổng sản phẩm Tổng chi tiêu PY được xem như tổng thu nhập danh nghĩa của nền kinh tế hoặc tổng sản phẩm quốc gia danh nghĩa (GNP) Fisher đã chỉ ra mối liên hệ giữa M và PY thông qua đại lượng V, hay còn gọi là "tốc độ chu chuyển của tiền", phản ánh số lần trung bình trong một năm mà một đồng đô la được sử dụng để mua toàn bộ hàng hóa và dịch vụ trong nền kinh tế.
*Phương trình trao đổi của
Nhân hai vế của phương trình (1.1) cho M ta được phương trình trao đổi
Phương trình MV=PY (1.2) thể hiện mối quan hệ giữa lượng tiền (M), tốc độ lưu thông tiền tệ (V), sản lượng (Y) và thu nhập danh nghĩa (P) trong một năm Để xác định số tiền nắm giữ, ta có thể chia cả hai vế của phương trình này cho V, giúp chúng ta tính toán chính xác lượng tiền cần thiết trong nền kinh tế.
T Ổ NG QUAN V Ề NGHIÊN C Ứ U C Ầ U TI Ề N
Cầu tiền đóng vai trò quan trọng trong phân tích kinh tế vĩ mô, ảnh hưởng đến việc lựa chọn các chính sách tiền tệ phù hợp Nhiều nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm về cầu tiền đã được thực hiện trên toàn thế giới Trong bối cảnh toàn cầu hóa thị trường tài chính và cải cách tài chính trong nước, cùng với sự phát triển của kỹ thuật kinh tế lượng, việc nghiên cứu cầu tiền càng trở nên cần thiết để Ngân hàng Trung ương có thể xây dựng chính sách tiền tệ hợp lý.
Nghiên cứu định lượng về cầu tiền toàn cầu phụ thuộc vào hai vấn đề chính: đầu tiên là lựa chọn cơ sở lý thuyết cầu tiền phù hợp với thực tiễn nghiên cứu; thứ hai là xác định biến số và phương pháp ước lượng thích hợp.
1.2.1.Cơ sở lý thuyết của ƣớc lƣợng hàm cầu tiền
Phần 1.1 cho thấy có rất nhiều lý thuyết về cầu tiền đƣợc xây dựng nhằm lý giải tại sao mọi người lại nắm giữ tiền dựa trên cơ sở xem xét các động cơ giao dịch, đầu cơ, dự phòng Các lý thuyết cầu tiền đƣợc xây dựng dựa trên rất nhiều giả thiết và có chung một số biến số quan trọng gắn liền với khu vực kinh tế thực Mặc dù các biến số được xem như tương tự nhau để giải thích về cầu tiền, nhưng gần như lại có vai trò riêng biệt khác nhau Tuy vậy, tất cả những kết quả nghiên cứu thực nghiệm về cầu tiền vẫn phản ảnh bản chất chính đƣợc đƣa ra từ các mô hình lý thuyết Các mô hình lý thuyết cầu tiền có quan hệ hàm số cơ bản được viết dưới dạng tổng quát nhƣ sau:
Trong mô hình kinh tế, M đại diện cho tổng khối lượng tiền danh nghĩa được lựa chọn, trong khi P là mức giá chung Cầu tiền thực tế được xác định là M/P, và nó phụ thuộc vào biến quy mô được chọn (S) cùng với chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền (OC) Các mô hình lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm đều nhất quán trong việc xác định cầu tiền là cầu tiền thực tế.
1.2.2.Lựa chọn biến số và phương pháp ước lượng
Biến khối lƣợng tiền (stock money)
Khối lượng tiền được phân chia thành hai loại chính: khối lượng tiền hẹp (M1) và khối lượng tiền rộng (M2) Khối lượng tiền hẹp bao gồm tiền mặt và các tài khoản phát hành séc có lãi suất thấp, phục vụ cho các giao dịch hàng ngày Ngược lại, khối lượng tiền rộng bao gồm nhiều loại tài sản hơn và phụ thuộc vào quan niệm của người dân về tiền tệ Sự khác biệt trong định nghĩa tiền giữa các quốc gia xuất phát từ thể chế và sự phát triển của hệ thống tài chính.
Tùy thuộc vào mục đích nghiên cứu và các biến số liên quan, khối lượng tiền được lựa chọn trong ước lượng cầu tiền có thể khác nhau Các nghiên cứu có thể ước lượng cầu tiền cho tổng khối lượng tiền hoặc cho từng thành tố riêng biệt của khối lượng tiền.
Biến quy mô là yếu tố quan trọng trong ước lượng cầu tiền, phản ánh các giao dịch kinh tế Trong các mô hình cầu tiền giao dịch, biến quy mô chủ yếu là thu nhập hiện tại, trong khi đó, đối với các mô hình cầu tiền tài sản, biến quy mô lại là tài sản.
Các biến đại diện cho thu nhập trong các ước lượng thực nghiệm bao gồm tổng sản phẩm quốc dân (GNP), tổng sản phẩm quốc dân ròng (NNP), tổng sản phẩm quốc nội (GDP), tổng thu nhập quốc dân (GNI), tổng chi tiêu quốc dân (GNE) và tổng giá trị sản lượng công nghiệp (IO).
Tài sản rất khó đo lường, dẫn đến việc nghiên cứu về tài sản như một biến quy mô trên thế giới còn hạn chế Hiện tại, chỉ có hai quốc gia là Anh và Mỹ có dữ liệu dài hạn để ước lượng cầu tiền liên quan đến tài sản Các nghiên cứu này thường sử dụng biến đại diện cho tài sản, chẳng hạn như thu nhập thường xuyên, vì nó có thể được xác định dựa trên thu nhập hiện tại và thu nhập kỳ vọng.
Biến chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền
Khi xác định mô hình cầu tiền, việc lựa chọn các biến số chi phí cơ hội là rất quan trọng Người nắm giữ tiền thường quan tâm đến lãi suất của khối lượng tiền và lãi suất của các tài sản thay thế Nếu khối lượng tiền được xem xét là M1, lãi suất của M1 thường được coi là bằng không, vì các thành tố của M1 có lãi suất thấp và không thay đổi Trong khi đó, lãi suất của các tài sản thay thế như tiền gửi tiết kiệm hay trái phiếu chính phủ lại có nhiều lựa chọn phong phú, ảnh hưởng đến quyết định nắm giữ tiền.
Trong trường hợp khối lượng tiền sử dụng là khối lượng tiền rộng, có nhiều biến có thể phản ánh thu nhập từ các tài sản không phải tiền như cổ tức và lãi suất trái phiếu Theo cách tiếp cận cơ cấu đầu tư, tiền là một phần trong cấu trúc tài sản của mỗi cá nhân, bao gồm tài sản thực, tài sản tài chính trong nước và tài sản nước ngoài Thu nhập từ tài sản thực trong nước thường gắn với tỷ lệ lạm phát kỳ vọng, trong khi thu nhập từ tài sản nước ngoài phụ thuộc vào lãi suất quốc tế và sự mất giá kỳ vọng của đồng nội tệ.
Nghiên cứu cầu tiền chỉ ra rằng ở các nước có khu vực tài chính kém phát triển, đặc biệt là các nước đang phát triển và có tỷ lệ lạm phát cao, tỷ lệ lạm phát kỳ vọng thường phản ánh chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền tốt hơn so với bất kỳ tỷ lệ lãi suất nào Nguyên nhân là do thiếu khả năng thay thế giữa tiền và tài sản tài chính, lãi suất bị chính phủ điều tiết và thiếu dữ liệu về lãi suất Lạm phát kỳ vọng có thể được xác định qua nhiều cách, bao gồm quan điểm kỳ vọng hợp lý, tính trung bình trọng số từ dữ liệu quá khứ, khảo sát ý kiến dân cư, hoặc đơn giản là lấy lạm phát của kỳ trước làm lạm phát kỳ vọng cho kỳ này Đối với các nước có hiện tượng đô la hóa, sự thay đổi kỳ vọng của tỷ giá hối đoái cũng cần được chú ý, vì đồng nội tệ kỳ vọng mất giá sẽ dẫn đến việc gia tăng thu nhập từ tài sản nước ngoài, khiến các tác nhân chuyển đổi từ nắm giữ nội tệ sang ngoại tệ.
Các lý thuyết về cầu tiền không cung cấp một hàm cầu tiền chuẩn duy nhất cho phân tích Theo Zarembka (1968), hàm loga tuyến tính là phù hợp nhất với lý thuyết Biến lãi suất có thể được đưa vào mô hình dưới dạng loga hoặc giá trị, và hệ số ước lượng của lãi suất cho thấy độ co giãn của cầu tiền đối với lãi suất Phương pháp ước lượng và các nghiên cứu thực nghiệm về hàm cầu tiền ở nhiều quốc gia cũng đã được thực hiện để cung cấp thêm thông tin về mối quan hệ này.
Phương pháp ước lượng cầu tiền tuyến tính
Từ năm 1990, các mô hình ước lượng hàm cầu tiền tuyến tính đã được phát triển, bao gồm mô hình hiệu chỉnh từng phần (PAM), mô hình hàng tồn kho (BSM), và mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) được áp dụng từ đầu những năm 2000 Ngoài ra, véctơ hiệu chỉnh sai số (VECM) cũng đã được sử dụng, và gần đây nhất là mô hình phân phối độ trễ tự hồi quy (ARDL).
* Mô hình hiệu chỉnh từng phần
Phương pháp ước lượng hiệu chỉnh từng phần đã được áp dụng rộng rãi trong ước lượng cầu tiền vào những năm 1960 và đầu 1970, dựa trên giả định về thông tin hoàn hảo và tính linh hoạt của giá cả cũng như lãi suất Các tác nhân kinh tế có xu hướng điều chỉnh khối lượng tiền nắm giữ của mình theo cầu dài hạn Khi có sự thay đổi trong các biến giải thích, cá nhân sẽ ngay lập tức điều chỉnh khối lượng tiền để giảm thiểu chi phí điều chỉnh.
Hàm cầu tiền dài hạn có dạng thông thường như sau: ln m * a 0 a 1 ln y t
TH Ự C TR Ạ NG CÁC NHÂN T Ố ẢNH HƯỞNG ĐẾ N C Ầ U TI Ề N C Ủ A VI Ệ T NAM
T Ổ NG QUAN KINH T Ế VI Ệ T NAM
Vào ngày 30 tháng 4 năm 1975, miền Nam Việt Nam được giải phóng, dẫn đến sự thống nhất của đất nước Tuy nhiên, Việt Nam đối mặt với nhiều thách thức do chiến tranh gây ra, bao gồm sự tàn phá hạ tầng và hạn chế về nhân lực Để khôi phục kinh tế, Việt Nam đã thực hiện các giải pháp cấp thiết, và vào tháng 12 năm 1986, chương trình Đổi Mới được khởi xướng, chuyển đổi từ kế hoạch hóa tập trung sang cơ chế thị trường Ngày nay, Đổi Mới được công nhận là một thành công lớn trong việc chuyển đổi kinh tế Từ năm 2005, nền kinh tế Việt Nam đã đạt nhiều thành tựu, với sự phát triển của kinh tế tư nhân và cải cách trong thị trường tài chính, đặc biệt là hệ thống ngân hàng.
Do đó, tác giả chọn mốc thời gian từ năm 2005 đến nay để nghiên cứu nhu cầu nắm giữ tiền của người dân Việt Nam.
2.1.1.Về tăng trưởng kinh tế (GDP) và chỉ số giá CPI
Tốc độ tăng trưởng GDP thực CPI 22.97%
Nguồn: Tổng cục thống kê Việt Nam
Hình 2.1 Biểu đồ tốc độ tăng trưởng GDP và chỉ số CPI của Việt Nam giai đoạn 2005 - 2014
Từ năm 2005 đến 2007, Việt Nam ghi nhận tốc độ tăng trưởng GDP ấn tượng, với mức 8.4% vào năm 2005 và tăng lên 8.84% vào năm 2007 Tốc độ tăng trưởng bình quân trong giai đoạn này cho thấy sự phát triển mạnh mẽ của nền kinh tế.
2007 là 8,49% tăng cao hơn so với giai đoạn trước đó (bình quân giai đoạn 2001-
Từ năm 2001, chương trình Đổi Mới 2 đã thúc đẩy tăng trưởng GDP, đạt khoảng 7% vào năm 2004 nhờ vào việc giải phóng kinh tế tư nhân Cơ cấu kinh tế chuyển dịch theo hướng công nghiệp hóa, hiện đại hóa, với khu vực công nghiệp và xây dựng đóng góp nhiều nhất vào tăng trưởng tổng sản phẩm trong nước, đạt tốc độ 10,06% vào năm 2005 Tuy nhiên, mức giá CPI trung bình khoảng 8% trong giai đoạn này cho thấy lạm phát cao đã bắt đầu quay trở lại sau thời gian kiểm soát chặt chẽ từ 2001 đến 2004.
Giữa năm 2007-2009, Việt Nam chịu ảnh hưởng nặng nề từ cuộc khủng hoảng kinh tế tài chính toàn cầu, dẫn đến sự sụt giảm liên tục trong tăng trưởng GDP, đạt mức thấp nhất là 5,32% vào năm 2009 Để phục hồi nền kinh tế, Chính phủ đã triển khai các chính sách tài khóa và tiền tệ nới lỏng thông qua các chương trình kích cầu nhằm thúc đẩy tăng trưởng.
Trong giai đoạn 2008, Việt Nam ghi nhận lạm phát tăng đột biến lên đến 22,97%, với mức lạm phát bình quân đạt 12,72%, cao hơn nhiều so với các nước trong khu vực như Trung Quốc (3%), Indonesia (8,4%), Thái Lan (3,1%), Malaysia (2,7%) và Philippines (5,8%) Đến năm 2010, tốc độ tăng trưởng kinh tế dần hồi phục, đạt 6,78%, tuy nhiên lạm phát vẫn duy trì ở mức cao (9,19%) Trong hai năm 2011 và 2012, do tác động của cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu, tăng trưởng kinh tế Việt Nam tiếp tục giảm sâu, kèm theo lạm phát cao gây bất ổn giá cả trong nền kinh tế.
Từ năm 2013, kinh tế Việt Nam đã bắt đầu hồi phục với tốc độ tăng trưởng GDP tăng dần qua các năm, đạt 5,42% vào năm 2013 và 5,98% vào năm 2014 Đồng thời, lạm phát cũng đã được kiểm soát và có xu hướng giảm, từ 6,6% vào năm 2013 xuống chỉ còn 4,09% vào năm 2014 Điều này cho thấy tình hình kinh tế hiện tại của Việt Nam đang dần ổn định.
2.1.2.Về lãi suất tiền gửi
Hình 2.2 Biểu đồ lãi suất tiền gửi VND của Việt Nam giai đoạn 2005 - 2014
Nghiên cứu của Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012) về "Lạm phát và hành vi giá cả trong hoạch định chính sách tiền tệ tại Việt Nam" đã chỉ ra mối liên hệ giữa lạm phát và các quyết định chính sách tiền tệ Tài liệu này được thực hiện tại trường Đại học Kinh tế Tp.HCM, cung cấp những phân tích quan trọng về ảnh hưởng của lạm phát đến hành vi giá cả.
Lãi suất đóng vai trò quan trọng trong chính sách tiền tệ, với lãi suất tiền gửi VND được coi là chi phí cơ hội cho việc giữ tiền Từ năm 2005 đến nay, lãi suất tiền gửi đã có nhiều biến động, đặc biệt là vào năm 2008 và 2011, khi lãi suất lên tới 17% do lạm phát cao Ngân hàng Nhà nước (NHNN) đã nhiều lần điều chỉnh lãi suất tái cấp vốn và lãi suất chiết khấu trong bối cảnh khó khăn về thanh khoản, dẫn đến lãi suất huy động tăng cao, đạt 14% trong năm 2011 Để kiểm soát tình hình, NHNN đã ban hành Thông tư số 02/TT-NHNN quy định trần lãi suất huy động VND là 14%, và từ tháng 9/2011 đến tháng 6/2013, trần lãi suất này đã được điều chỉnh giảm nhiều lần Nhờ các biện pháp giám sát và hỗ trợ thanh khoản, lãi suất tiền gửi đã giảm liên tục, đạt mức 5% vào quý 4 năm 2014, cho thấy tình hình lãi suất hiện nay đang ổn định.
2.1.3 Về hiện tƣợng đô la hóa tại Việt Nam Ở Việt Nam hiện tƣợng đôla hóa xảy ra từ đầu những năm 1990 khi chính phủ có những cải cách trong việc sử dụng đồng đôla Bắt đầu từ năm 1990 thì các doanh nghiệp và hộ gia đình đƣợc chính phủ cho phép sử dụng và gửi đôla với số lƣợng hạn chế, hợp nhất 3 loại tỷ giá (tỷ giá thanh toán nội bộ cho hoạt động xuất nhập khẩu, tỷ giá cho các khoản kiều hối, tỷ giá cho các hoạt động phi thương mại như du lịch hoặc chuyển tiền của người nước ngoài) Năm 1994 chính phủ cho phép các doanh nghiệp có quyền gửi và sử dụng đô la với số lƣợng không hạn chế Đó chính là những điều kiện tạo cho người dân Việt Nam sử dụng và giao dịch đồng đô la
Mỹ nhƣ là sử dụng đồng nội tệ- đôla hóa xảy ra.
Theo IMF nếu tỷ lệ tiền gửi ngoại tệ (FCD) trên tổng tiền gửi ở mức 30% thì đƣợc đánh giá là có mức độ đôla hóa cao.
Bảng 2.1.Tình trạng đô la hóa tại Việt Nam giai đoạn năm 2005 - 2014.
Theo số liệu từ IFS của IMF và tính toán của tác giả, tỷ lệ FCD/M2 của Việt Nam đã giảm từ 23% vào năm 2005 xuống còn khoảng 11% hiện nay Điều này cho thấy nền kinh tế Việt Nam đã có sự chuyển biến tích cực, không còn được coi là quốc gia có tỷ lệ đô la hóa cao như trước đây.
2.1.4.Về thị trường chứng khoán
Thị trường chứng khoán Việt Nam được thành lập vào ngày 28 tháng 7 năm 2000, ban đầu dưới hình thức Trung tâm chứng khoán Tp.HCM, hiện nay được biết đến là Sở giao dịch chứng khoán Tp.HCM (HOSE).
Từ năm 2000 đến 2005, thị trường chứng khoán Việt Nam còn non trẻ với quy mô giao dịch và tính thanh khoản hạn chế, chỉ số VN-Index dao động quanh mức 200 điểm Năm 2005, tổng giá trị giao dịch chỉ đạt gần 2.785 tỷ đồng, tương đương 0,3% GDP Tuy nhiên, từ năm 2005, VN-Index bắt đầu tăng mạnh và đạt đỉnh 1.100 điểm vào năm 2007, với tổng giá trị giao dịch chiếm 17,5% GDP Sự phát triển này được thúc đẩy bởi sự ra đời của Trung tâm giao dịch chứng khoán Hà Nội, thu hút sự quan tâm của nhà đầu tư trong và ngoài nước Đồng thời, cải cách hệ thống ngân hàng từ năm 2005 cũng đã tạo điều kiện cho việc luân chuyển nguồn vốn và gia tăng phương tiện thanh toán, góp phần vào sự tăng trưởng của thị trường.
(Nguồn: Sở giao dịch chứng khoán Tp.HCM) Hình 2.3 Biểu đồ chỉ số chứng khoán Việt Nam (Vn-index) từ năm
2000-2014 Tuy nhiên, với sự phát triển quá nóng và thiếu bền vững, cuối năm
Năm 2007, thị trường chứng khoán Việt Nam bắt đầu có xu hướng điều chỉnh giảm do tác động của cuộc khủng hoảng kinh tế tài chính toàn cầu Đến ngày 08/12/2008, chỉ số thị trường đã giảm mạnh xuống còn 288 điểm, tương ứng với mức giảm 70% so với đỉnh điểm năm 2007.
40 giá trị vốn hóa cuối năm 2008 chỉ còn 219.746 tỷ đồng, giảm gần 60% so với năm
Giai đoạn 2009 – 2013 là thời kỳ khó khăn đối với thị trường chứng khoán Việt Nam do khủng hoảng kinh tế toàn cầu và tình hình kinh tế trong nước xấu đi Trong giai đoạn này, thị trường chỉ phục hồi yếu ớt với mức giao dịch dao động quanh 500 điểm Tuy nhiên, từ quý 4 năm 2013, thị trường bắt đầu có dấu hiệu tăng trưởng trở lại, và sau 5 quý liên tiếp tăng trưởng, đến quý 4 năm 2014, thị trường đạt 580 điểm Nhìn chung, thị trường chứng khoán hiện nay đang dần hồi phục và ổn định.
Trong lịch sử phát triển kinh tế toàn cầu, vàng đã được công nhận là tài sản tích trữ an toàn và kênh đầu tư hiệu quả Tại Việt Nam, vàng đầu tư chủ yếu được quan tâm dưới hình thức vật chất, đặc biệt là vàng miếng.
THI Ế T K Ế MÔ HÌNH NGHIÊN C Ứ U
2.2.1 Xây dựng hàm cầu tiền và lựa chọn biến số
Chương 1 cho thấy có rất nhiều lý thuyết về cầu tiền được xây dựng nhằm lý giải tại sao mọi người lại nắm giữ tiền dựa trên cơ sở xem xét các động cơ giao dịch,đầu cơ, dự phòng Các lý thuyết cầu tiền đƣợc xây dựng dựa trên rất nhiều giả thiết và có chung một số biến số quan trọng gắn liền với khu vực kinh tế thực Mặc dù các biến số được xem như tương tự nhau để giải thích về cầu tiền, nhưng gần như lại có vai trò riêng biệt khác nhau Tuy vậy, tất cả những kết quả nghiên cứu thực nghiệm về cầu tiền vẫn phản ảnh bản chất chính đƣợc đƣa ra từ các mô hình lý thuyết Các mô hình lý thuyết cầu tiền có quan hệ hàm số cơ bản được viết dưới dạng tổng quát nhƣ sau:
M là tổng khối lượng tiền danh nghĩa được chọn lựa, trong khi P đại diện cho mức giá chung Cầu tiền thực tế được xác định bởi M/P, và M/P là hàm của biến quy mô (S) cùng chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền (OC) Các biến quy mô và chi phí cơ hội sẽ khác nhau tùy thuộc vào thực tiễn kinh tế của mỗi quốc gia.
Khối lượng tiền M1 được chọn do tính ổn định cao trong các nước đang phát triển như Việt Nam, đồng thời phù hợp với chính sách tiền tệ Bên cạnh đó, khối tiền M2 cũng được lựa chọn vì các nhà hoạch định chính sách tại Việt Nam xác định tỷ lệ tăng trưởng hàng năm của M2 là mục tiêu quan trọng để đạt được các mục tiêu chính sách tiền tệ.
Biến quy mô được chọn là GDP thực, vì nó phản ánh thu nhập và của cải của một quốc gia Theo lý thuyết, có mối quan hệ dương giữa GDP thực và cầu tiền.
+ Chỉ số giá tiêu dùng CPI đƣợc lựa chọn để thể hiện mức giá P.
+ Biến chi phí cơ hội
Khi xác định chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền, cần xem xét tỷ suất sinh lợi từ việc nắm giữ tiền so với các tài sản thay thế trong danh mục đầu tư Đối với hàm cầu tiền M1, lãi suất tiền gửi được coi là chi phí cho việc nắm giữ tiền, dẫn đến mối quan hệ ngược giữa lãi suất tiền gửi và cầu tiền M1.
Với tham chiếu đến tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản thay thế, một số biến khác có thể đƣợc xem xét.
Thứ nhất, tỷ lệ lạm phát kỳ vọng (π) trong ƣớc tính là cần thiết (Friedman, 1956,
Năm 1969, việc nắm giữ tiền mặt được coi là một khoản tổn thất so với việc nắm giữ hàng hóa trong bối cảnh lạm phát Lợi tức dự tính từ hàng hóa tương ứng với tỷ lệ lạm phát dự tính, bởi khi giá hàng hóa tăng, lợi nhuận từ vốn cũng tăng Khi tỷ lệ lạm phát dự tính tăng, lợi tức từ hàng hóa so với tiền cũng gia tăng, dẫn đến việc cầu tiền giảm Tuy nhiên, hiện tại, tỷ lệ lạm phát kỳ vọng ở Việt Nam vẫn chưa được thống kê, và tác giả đã sử dụng chỉ số CPI như một đại diện cho tỷ lệ lạm phát kỳ vọng.
Thị trường tài chính Việt Nam đã có sự phát triển nhanh chóng trong những năm gần đây, đặc biệt là trong lĩnh vực chứng khoán (vnindex), tạo ra nhiều kênh đầu tư hấp dẫn Theo Friedman, tỷ suất sinh lợi trên cổ phiếu có mối quan hệ âm với cầu tiền, điều này cho thấy sự phát triển của thị trường chứng khoán đồng nghĩa với việc gia tăng các tài sản tài chính thay thế cho tiền mặt Do đó, sự phát triển của thị trường chứng khoán sẽ làm giảm nhu cầu nắm giữ tiền của người dân.
Nền kinh tế Việt Nam đang trải qua hiện tượng đô la hóa cao, khiến người dân có xu hướng lựa chọn USD làm nơi trú ẩn khi VND mất giá, từ đó ảnh hưởng đến cầu tiền M2 Tỷ giá VND/USD được chọn làm biến số tỷ giá để phân tích Ngoài ra, vàng từ lâu đã được coi là phương tiện cất trữ giá trị tại Việt Nam, với thói quen mua vàng để tích trữ ngày càng phổ biến Vàng không chỉ là tài sản thay thế cho tiền mà còn thực hiện chức năng cất trữ giá trị Theo Friedman, tỷ suất sinh lợi và sự biến động giá vàng cần được xem xét khi ước lượng hàm cầu tiền.
Hàm cầu tiền của Việt Nam có dạng nhƣ sau: m = f (y, i, π, vnindex, e, gold)
2 Hà Quỳnh Hoa (2008) Cầu về tiền và hệ quả đối với chính sách tiền tệ ở Việt Nam, luận án tiến sĩ, NEU, tr 130.
Cầu tiền (m) có mối quan hệ dương với thu nhập (y), trong khi lãi suất (i) là chi phí cơ hội của việc giữ tiền và có quan hệ âm với cầu tiền Lạm phát kỳ vọng (π) tăng lên làm gia tăng chi phí cơ hội của việc giữ tiền so với hàng hóa, dẫn đến việc người dân có xu hướng tích trữ hàng hóa thay vì giữ tiền, do đó có mối quan hệ âm với cầu tiền Ngoài ra, các tài sản như cổ phiếu, đô la và vàng cũng được coi là phương tiện thay thế cho tiền trong việc cất trữ giá trị, và theo lý thuyết, tỷ suất sinh lợi của chúng có quan hệ âm với cầu tiền.
Trong phân tích chuỗi thời gian, biến giải thích có thể ảnh hưởng đến biến phụ thuộc với độ trễ thời gian, do đó cần đưa độ trễ của biến giải thích vào hồi quy Đồng thời, biến phụ thuộc cũng có thể tương quan với độ trễ của chính nó, vì vậy độ trễ của biến phụ thuộc cũng nên được đưa vào hồi quy Những yếu tố này được xem xét trong mô hình ARDL (p,q) (Autoregressive Distributed Lag), một phương pháp được đề xuất bởi Pesaran et al (1998, 2001).
Kỹ thuật này có nhiều ưu điểm hơn so với phương pháp đồng liên kết của Johansen (1988,1990):
Mô hình ARDL là phương pháp thống kê hiệu quả để kiểm tra tính đồng liên kết khi số lượng mẫu nhỏ, trong khi kỹ thuật đồng liên kết của Johansen cần số mẫu lớn hơn để đảm bảo độ tin cậy.
Kỹ thuật đồng liên kết ARDL cho phép các biến hồi quy có độ trễ tối ưu khác nhau (I(1) hoặc I(0)), điều này giúp nghiên cứu thực nghiệm trở nên linh hoạt hơn Nếu không chắc chắn về thuộc tính nghiệm đơn vị hay tính dừng của dữ liệu, việc áp dụng phương pháp ARDL là lựa chọn phù hợp nhất.
+ Thứ ba, ARDL bao quát cả mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn của các biến đƣợc kiểm định.
Như vậy, hàm cầu tiền của Việt Nam trong mô hình ARDL có thể được viết dưới dạng sau: p1 q1
Trong đó, m t là cầu tiền thực, X t là vec tơ các biến giải thích, t là một khuynh hướng thời gian và u t biểu thị nhiễu trắng.
Kiểm định nghiệm đơn vị ADF được thực hiện để xác định thuộc tính dừng của các chuỗi biến, đảm bảo rằng các biến chỉ dừng ở I(0) và I(1) Sau đó, hàm cầu tiền với độ trễ giống nhau cho tất cả các biến (p=q) được ước lượng, và AIC cùng BIC được sử dụng để kiểm tra sự tương quan giữa các chuỗi biến.
Để thực hiện mô hình ARDL trên nền Eview 9 theo đề xuất của Dave Giles, bước đầu tiên là kiểm tra tính dừng của các biến nghiên cứu Các biến này cần phải dừng tối đa ở sai phân bậc 1 Nghiên cứu sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) để xác định tính dừng của giá trị log của các biến.
Bước 2: Xác định độ trễ thích hợp cho mô hình bằng cách sử dụng mô hình VAR Đánh giá độ trễ tối ưu thông qua các chỉ số AIC, SC, LR, FPE và HQ, đây là những tiêu chí phổ biến trong nghiên cứu định lượng để tìm ra độ trễ tối ưu.
Bước 3_ Dùng eview 9 chạy mô hình ARDL.
Bước 4_ Kiểm định tính tự tương quan của mô hình.
Bước 5_ Kiểm định đường bao (Bound test) để xác định đồng liên kết và chạy mối quan hệ dài hạn giữa các biến ARDL Cointegrating And Long Run Form.
Tác giả sử dụng số liệu theo quý từ Q1/2005 -Q4/2014 (40 quan sát).
Dữ liệu đƣợc thu thập từ IFS của IMF qua trang web http://elibrary-data.imf.org/QueryBuilder.aspx?key784651&s22
TÍCH KẾ T QU Ả NGHIÊN C Ứ U
K Ế T QU Ả KI ỂM ĐỊ NH NGHI ỆM ĐƠN VỊ ĐỂ KI Ể M TRA TÍNH D Ừ NG48 3.2 ƢỚC LƢỢNG ĐỘ TR Ễ T ỐI ƢU
Biến nghiên cứu được xác định là chuỗi dừng khi t-Statistic có trị tuyệt đối lớn hơn giá trị giới hạn tương ứng tại các mức ý nghĩa 1%, 5% hoặc 10% Điều này có nghĩa là chúng ta bác bỏ giả thuyết Ho trong kiểm định nghiệm đơn vị.
Giả thiết Ho: Chuỗi dữ liệu không dừng
Giả thiết H1: Chuỗi dữ liệu dừng
Vì các biến nghiên cứu mang giá trị chênh lệch nhau rất lớn, nên để tăng hiệu quả mô hình, nghiên cứu sẽ lấy log các biến.
Bảng 3.1 Bảng kết quả ADF unit root test
Biến Mức Sai phân bậc 1 logM1/P logM2/P
LogVNIN Đây là bảng thống kê P-value của kiểm định ADF
=> Tất cả các biến đều là chuỗi dừng tối đa ở sai phân bậc nhất Nhƣ vậy, các biến thỏayêu cầu của mô hình ARDL.
3.2.ƢỚC LƢỢNG ĐỘ TRỄ TỐI ƢU
Khi lựa chọn độ trễ phù hợp cho mô hình, có nhiều tiêu chí cần xem xét như AIC, SC, HQ, FPE và LR Phần mềm Eviews hỗ trợ trong việc xác định các tiêu chí này Kết quả tối ưu về độ trễ cho mô hình được trình bày trong bảng dưới đây.
Bảng 3.2 Kiểm định về độ trễ của mô hình
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
HQ: Hannan-Quinn information criterion
Từ kết quả trên, nghiên cứu lựa chọn độ trễ 3 là độ trễ tối đa cho mô hình.
3.3.KẾT QUẢ ƢỚC LƢỢNG ARDL
3.3.1 Kết quả ƣớc lƣợng hàm cầu tiền thực M1/P ngắn hạn.
Kết quả ước lượng mô hình ARDL cho cầu tiền thực M1/P trong ngắn hạn được trình bày trong Bảng 3.3 của phần Phụ Lục Mô hình cho thấy độ trễ thích hợp là (3, 2, 1, 0, 3, 1).
Phương trình hàm cầu tiền thực M1/P được viết lại như sau
LOGM1/P = 1,1315*LOGM1/P(-1) – 0,7690*LOGM1/P(-2) + 0,5541*LOGGDP + 0,1910*LOGGDP(-2) – 0,1850*LOGLSTG – 1,1110*LOGTYGIA(-3) + 0,1511*LOGVNI – 0,1091*LOGVNI(-1) + 6,2340
Kết quả nghiên cứu cho thấy cầu tiền thực M1/P ở độ trễ 1 có tác động tích cực đến cầu tiền thực hiện tại, với việc tăng 1% cầu tiền quý trước dẫn đến tăng 1,13% cầu tiền thực ở quý này Điều này cho thấy nhu cầu tiền hiện tại bị ảnh hưởng bởi tâm lý từ nhu cầu tiền của quý trước Ngược lại, cầu nắm giữ tiền thực ở độ trễ 2 lại có tác động tiêu cực đến cầu nắm giữ tiền hiện tại; nếu nhu cầu nắm giữ ở độ trễ 2 tăng 1%, nhu cầu nắm giữ hiện tại sẽ giảm 0,77%.
Cầu tiền thực có dấu dương với hệ số co dãn của thu nhập thực (GDP), cho thấy rằng biến động trong thu nhập thực ảnh hưởng tích cực đến nhu cầu tiền thực Cụ thể, hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P theo thu nhập thực là 0,554, nghĩa là khi thu nhập tăng 1%, nhu cầu nắm giữ tiền của người dân sẽ tăng 0,554% Điều này cho thấy cầu tiền M1/P, bao gồm nhu cầu nắm giữ tiền mặt và tiền gửi không kỳ hạn trong ngân hàng, phản ánh sự gia tăng trong nhu cầu tiền tệ khi thu nhập thực tăng.
Hệ số co giãn của cầu tiền thực M1/P so với thu nhập thực nhỏ hơn 1 cho thấy rằng để tạo ra một đồng thu nhập cần ít hơn 1 đồng tiền giao dịch, nhờ vào sự hiệu quả của hệ thống tài chính hiện nay và các phương tiện thanh toán hiện đại như séc và chuyển khoản ngân hàng Đối với lãi suất tiền gửi VND, hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P có dấu âm (-0,1850), cho thấy lãi suất tiền gửi có tác động ngược chiều đến cầu tiền M1/P Khi lãi suất tăng, chi phí cơ hội cho việc nắm giữ tiền cũng tăng, khiến người dân có xu hướng chuyển tiền mặt thành tiền gửi có kỳ hạn Điều này được minh chứng qua các cuộc đua lãi suất vào năm 2008 và 2011, khi các ngân hàng đã tăng lãi suất lên đến 17%/năm vào quý 3/2008 và 14%/năm vào năm 2011 để thu hút tiền gửi tiết kiệm có kỳ hạn.
Hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P theo chỉ số Vn-index trong quý hiện tại là 0,151, cho thấy cầu tiền thực M1/P biến động cùng chiều với chỉ số Vn-index, điều này trái ngược với lý thuyết của Friedman Trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam, thị trường chứng khoán đã trải qua nhiều bất ổn và thiếu minh bạch, dẫn đến việc người dân thiếu niềm tin và không coi đây là kênh đầu tư hấp dẫn Khi chỉ số chứng khoán tăng, người dân thường kỳ vọng chỉ số này sẽ giảm, từ đó hành động chốt lời làm cầu tiền gia tăng Trước đó, hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P theo chỉ số Vn-index là -0,109, cho thấy nếu chỉ số Vn-index tăng 1% thì cầu tiền thực M1/P sẽ giảm 0,109% trong quý hiện tại, điều này phản ánh sức hút tâm lý từ sự gia tăng của thị trường chứng khoán trong quá khứ đối với nhà đầu tư hiện tại.
* Kiểm định tính ổn định của hàm cầu tiền M1/P trong ngắn hạn.
Tác giả đã áp dụng kiểm định CUSUM và CUSUM-Squares để đánh giá tính ổn định của các hàm ước lượng, đặc biệt là hàm cầu tiền M1/P trong ngắn hạn Kết quả kiểm định cho thấy hàm cầu tiền M1/P ổn định trong giai đoạn 2005-2014 với mức ý nghĩa 5% Tuy nhiên, kiểm định CUSUM-Squares chỉ ra rằng mặc dù hàm cầu tiền M1/P nhìn chung ổn định, vào năm 2012 đã xuất hiện một sự biến động nhỏ nhưng không đáng kể.
3.3.2 Kiểm định đường bao (Bound test) cho hàm cầu tiền M1/P dài hạn
Kiểm định đường bao (Bound Test) là một trong những mục đích chính của ước lượng bằng mô hình ARDL, nhằm xác định mối quan hệ đồng liên kết và dài hạn giữa các biến Theo nghiên cứu của Perasan (2001), nếu giá trị F-statistic lớn hơn giới hạn đường bao I(1), điều này cho thấy có mối quan hệ dài hạn giữa các biến Ngược lại, nếu F-statistic nhỏ hơn giới hạn I(0), thì không có mối quan hệ dài hạn Trong trường hợp F-statistic nằm giữa hai giới hạn I(0) và I(1), chưa có đủ cơ sở để kết luận về sự tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
Kết quả F-statistic của kiểm định đường bao tại bảng 3.4 phần phụ lục là 7.01, vượt xa giá trị giới hạn ở mức ý nghĩa 1% Điều này cho thấy có cơ sở vững chắc để bác bỏ giả thiết Ho về việc "không có mối quan hệ dài hạn".
Quan hệcủa các đồng liên kết trong dài hạn thông qua mô hình ARDL Cointegrating and Long Run Form
Mô hình dài hạn của mô hình M1/P
Kết quả ƣớc lƣợng hàm cầu tiền thực M1/P trong dài hạn đƣợc trình bày tại bảng 3.5 phần phụ lục.
Kết quả từ bảng cho thấy CointEq(-1) có hệ số âm -0,37 và p-value rất nhỏ, cho thấy chỉ số này có giá trị âm và có ý nghĩa thống kê Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định F xác nhận sự tồn tại của mối quan hệ dài hạn giữa các biến như đã được thảo luận.
Kết quả ước lượng cho thấy hệ số dài hạn của GDP thực tới cầu tiền thực M1/P là 2,08, tức là mỗi 1% GDP tạo ra làm tăng 2,08% nhu cầu nắm giữ tiền của người dân So với nghiên cứu của Hà Quỳnh Hoa (2008) với hệ số 1,15, cho thấy trong giai đoạn hiện nay, việc tạo ra GDP cần nhiều giao dịch hơn Điều này phản ánh thực tế khi 80% GDP của Việt Nam đến từ khu vực dịch vụ và công nghiệp - xây dựng, những lĩnh vực cần nhiều vốn và luân chuyển tiền Ngoài ra, theo lý thuyết ƣu thích thanh khoản của Keynes, người dân có xu hướng giữ tiền để giao dịch và dự phòng Trong bối cảnh kinh tế bất ổn, tín dụng thắt chặt và lãi suất cho vay cao, nhiều doanh nghiệp đã thu hẹp quy mô sản xuất, dẫn đến tăng nhu cầu nắm giữ tiền cho các giao dịch hiện tại và tương lai.
Hệ số của lãi suất tiền gửi là -0,14 nhƣng không có ý nghĩa thống kê.
Các hệ số khác là giá vàng, tỷ giá USD/VND chỉ số chứng khoán Vnindex cũng không có ý nghĩa thống kê.
3.3.3 Kết quả ƣớc lƣợng hàm cầu tiền thực M2/P ngắn hạn.
Kết quả ước lượng ARDL cho cầu tiền thực M2/P trong ngắn hạn được trình bày trong Bảng 3.6 của phần Phụ Lục Mô hình ARDL xác định độ trễ thích hợp là (3, 3, 3, 2, 3, 3).
Phương trình hàm cầu tiền thực M2/P được viết lại như sau
LOGM2_P = 0,3533*LOGM2_P(-1) + 0,8721*LOGGDP+ 0,3081*LOGGDP(-1)– 1,3563*LOGCPI + 1,8041*LOGCPI(-1) + 2,6838
Kết quả nghiên cứu cho thấy cầu tiền thực M2/P ở độ trễ 1 có ảnh hưởng tích cực đến cầu tiền thực hiện tại Cụ thể, nếu cầu tiền trong quý trước tăng 1%, thì cầu tiền thực trong quý này sẽ tăng 0,35% Nguyên nhân chính là do tâm lý của người dân; khi nhu cầu giữ tiền tăng trong quá khứ, người dân có xu hướng kỳ vọng sự gia tăng này sẽ tiếp tục diễn ra trong hiện tại, dẫn đến nhu cầu nắm giữ tiền cũng tăng theo.
Cầu tiền thực M2/P có hệ số co dãn dương với GDP, cho thấy khi GDP thực tăng 1%, cầu tiền thực M2/P sẽ tăng 1,172% So với M1/P, hệ số co dãn của M2/P cao hơn, phản ánh tốc độ chu chuyển của M2/P thấp hơn M1/P Đối với chỉ số giá CPI, hệ số co dãn của cầu tiền thực M2/P đối với lạm phát có dấu âm, cho thấy lạm phát tác động ngược đến cầu tiền thực M2/P Khi lạm phát gia tăng, người dân có xu hướng nắm giữ hàng hóa thay vì tiền, và lạm phát ở quý trước có ảnh hưởng tích cực đến cầu tiền thực hiện tại, do người dân bán hàng để thu tiền hoặc giảm chi tiêu, dẫn đến cầu tiền trong quý hiện tại tăng lên.
Hệ số co dãn của cầu tiền thực M2/P đối với giá vàng (GOLD) không có ý nghĩa thống kê.
Hệ số co dãn của của cầu tiền thực M2/P theo tỷ giá không có ý nghĩa thống kê.
Hệ số co dãn của cầu tiền thực M2/P theo chỉ số Vnindex ở quý hiện tại không có ý nghĩa thống kê.
* Kiểm định tính ổn định của hàm cầu tiền M2/P trong ngắn hạn.
K Ế T QU Ả ƢỚC LƢỢ NG ARDL
4.1.TÓM TẮT CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Nghiên cứu đƣợc tiến hành trên cầu tiền thực M1/P và M2/P trong giai đoạn 2005-
2010, sử dụng mô hình phân phối độ trễ tự hồi quy đƣợc phát triển bởi Pesaranetal.(2001).
Hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P theo thu nhập thực là 0,554, cho thấy khi thu nhập tăng 1%, nhu cầu nắm giữ tiền của người dân tăng 0,554% Với hệ số co dãn nhỏ hơn 1, điều này cho thấy để tạo ra một đồng thu nhập cần ít hơn 1 đồng tiền giao dịch, nhờ vào hệ thống tài chính hiệu quả và các phương tiện thanh toán hiện đại như séc và chuyển khoản ngân hàng, làm tăng tốc độ chu chuyển của tiền và giảm khối lượng tiền mà người dân muốn nắm giữ Đối với lãi suất tiền gửi VND, hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P có dấu âm (-0,1850), cho thấy lãi suất tiền gửi có tác động ngược chiều đến cầu tiền M1/P, điều này phù hợp với lý thuyết và giải thích cho cuộc đua lãi suất tại Việt Nam vào các năm 2008 và 2011.
Hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P theo chỉ số Vn-index trong quý hiện tại là 0,151, cho thấy có sự biến động cùng chiều giữa cầu tiền thực M1/P và chỉ số Vn-index, điều này trái với lý thuyết của Friedman Nguyên nhân chủ yếu là do thị trường chứng khoán Việt Nam đã trải qua nhiều bất ổn và thiếu minh bạch, dẫn đến việc không thu hút được sự quan tâm từ người dân như một kênh đầu tư hấp dẫn.
Kết quả ước lượng các mối quan hệ dài hạn cho thấy hệ số dài hạn của GDP thực tới cầu tiền M1/P là 2,08, nghĩa là 1% GDP tạo ra làm tăng 2,08% nhu cầu nắm giữ tiền của người dân Điều này xuất phát từ việc 1 đồng GDP hiện tại cần nhiều tiền hơn để giao dịch, cùng với bất ổn kinh tế, đặc biệt là trong thị trường tài chính, đã làm gia tăng nhu cầu nắm giữ tiền cho mục đích dự phòng.
Qua ƣớc lƣợng hàm cầu tiền cho thấy hàm cầu tiền thực M2/P phụ thuộc dương với thu nhập Trong ngắn hạn, cầu tiền thực M2/P phụ thuộc nhiều vào nhu
KẾ T LU Ậ N VÀ KI Ế N NGH Ị
TÓM T Ắ T CÁC K Ế T QU Ả NGHIÊN C Ứ U
Nghiên cứu đƣợc tiến hành trên cầu tiền thực M1/P và M2/P trong giai đoạn 2005-
2010, sử dụng mô hình phân phối độ trễ tự hồi quy đƣợc phát triển bởi Pesaranetal.(2001).
Hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P theo thu nhập thực là 0,554, cho thấy khi thu nhập tăng 1%, nhu cầu nắm giữ tiền của người dân tăng 0,554% Điều này cho thấy để tạo ra một đồng thu nhập, cần ít hơn 1 đồng tiền giao dịch, nhờ vào hệ thống tài chính hiệu quả và các phương tiện thanh toán hiện đại như séc và chuyển khoản ngân hàng, làm tăng tốc độ chu chuyển của tiền và giảm khối lượng tiền mà người dân muốn nắm giữ Đối với lãi suất tiền gửi VND, hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P là -0,1850, cho thấy lãi suất tiền gửi có tác động ngược chiều đến cầu tiền M1/P, điều này phù hợp với lý thuyết và giải thích cho cuộc đua lãi suất tại Việt Nam vào các năm 2008 và 2011.
Hệ số co dãn của cầu tiền thực M1/P theo chỉ số Vn-index ở quý hiện tại là 0,151, cho thấy cầu tiền thực M1/P biến động cùng chiều với chỉ số Vn-index, điều này trái với lý thuyết của Friedman Nguyên nhân là do thị trường chứng khoán Việt Nam đã trải qua nhiều bất ổn và thiếu minh bạch, dẫn đến việc không thu hút được sự quan tâm của nhà đầu tư.
Kết quả ước lượng cho thấy hệ số dài hạn giữa GDP thực và cầu tiền M1/P là 2,08, nghĩa là 1% GDP tạo ra làm tăng 2,08% nhu cầu nắm giữ tiền của người dân Điều này cho thấy rằng sự gia tăng GDP hiện tại yêu cầu nhiều tiền hơn cho các giao dịch, cùng với bất ổn kinh tế, đặc biệt là trong thị trường tài chính, đã dẫn đến việc gia tăng nhu cầu nắm giữ tiền của người dân với mục đích dự phòng.
Hàm cầu tiền thực M2/P có mối quan hệ tích cực với thu nhập, cho thấy sự tăng trưởng của thu nhập sẽ dẫn đến nhu cầu tiền tệ cao hơn Trong ngắn hạn, cầu tiền thực còn chịu ảnh hưởng mạnh mẽ từ nhu cầu nắm giữ tiền của người dân trong quý trước, thu nhập thực và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) Những kết quả này không chỉ phù hợp với lý thuyết kinh tế mà còn phản ánh đúng diễn biến kinh tế của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.
Không có bằng chứng cho thấy cầu tiền thực M2 phụ thuộc vào tỷ giá, giá chứng khoán và giá vàng.
Trong dài hạn, thu nhập thực là yếu tố duy nhất ảnh hưởng đến nhu cầu nắm giữ tiền M2/P Không có bằng chứng cho thấy lạm phát, tỷ giá VND/USD, giá vàng và chỉ số VN-Index có tác động đến cầu tiền thực M2/P.
Hàm cầu tiền thực M2/P trong ngắn hạn phù hợp với lý thuyết và khá ổn định nên có thể sử dụng trong phân tích và dự báo cầu tiền.
CÁC KI Ế N NGH Ị V ỚI NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚ C
NƯỚC 4.2.1.Về công tác thu nhập dữ liệu kinh tế vĩ mô Để xác định tốt mục tiêu của CSTT trong thời gian tới thì NHNN cần tăng cường công tác nghiên cứu dự báo cầu tiền Kết quả nghiên cứu thực nghiệm có khả năng dự báo tốt thì NHTW có thể biết được hệ số ảnh hưởng của các biến kinh tế tới từng thành tố của khối lƣợng tiền, xác định đƣợc khối lƣợng cung ứng tiền tăng thêm phù hợp với nhu cầu và mục tiêu của chính sách mà chính phủ đã đặt ra Để làm đƣợc điều này NHNN cần xây dựng một kho dữ liệu đầy đủ, chính xác và đảm bảo chất lƣợng Nhờ đó NHNN có thể dự báo nhu cầu tiền không chỉ là cầu về M1 và M2 nhƣ tác giả đã ƣớc lƣợng mà có thể thực hiện cho cả các thành tố của của M2 Khi đó NHNN sẽ có một cơ sở định lƣợng vững chắc cho việc điều hành CSTT trong thời gian tới Đồng thời NHNN cần nâng cao chất lƣợng nguồn nhân lực đặc biệt là các cán bộ tham gia vào công tác nghiên cứu và dự báo. Khi NHNN có nguồn nhân lực đủ mạnh kết hợp với phương tiện kỹ thuật hiện đại, nguồn cung cấp mọi thông tin liên qua tới hoạt động ngân hàng đầy đủ và chính xác thì đó sẽ là cơ sở vững chắc cho NHNN hoạch định tốt CSTT.
4.2.2.Trong việc lựa chọn công cụ của chính sách tiền tệ
Việc lựa chọn công cụ cho điều hành chính sách tiền tệ (CSTT) của Ngân hàng Nhà nước (NHNN) trong hệ thống ngân hàng hai cấp cần đảm bảo tính hệ thống, phù hợp với thị trường và có hiệu quả Tính hệ thống giúp NHNN sử dụng nhiều công cụ khác nhau, mỗi công cụ có chức năng riêng trong việc đạt được mục tiêu CSTT Hơn nữa, các công cụ CSTT cần phù hợp với đặc điểm của thị trường tiền tệ để mang lại phản ứng chính xác và hiệu quả cao hơn Cuối cùng, khi các công cụ CSTT có tính hiệu lực cao, khả năng truyền tải định hướng chính sách của chính phủ sẽ được cải thiện đáng kể.
NHNN cần linh hoạt sử dụng các công cụ chính sách tiền tệ gián tiếp như nghiệp vụ thị trường mở, chiết khấu, hoán đổi ngoại tệ và thấu chi Việc áp dụng linh hoạt những nghiệp vụ này sẽ giúp NHNN nhanh chóng điều chỉnh sự biến động của cầu tiền trong ngắn hạn, đặc biệt vào những tháng Tết âm lịch và hai quý đầu năm, khi nhu cầu giao dịch trong nền kinh tế tăng cao.
Công cụ dự trữ bắt buộc cần được điều hành linh hoạt để nâng cao khả năng kiểm soát tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước (NHNN) Tỷ lệ dự trữ bắt buộc, với bản chất thị trường, có tác động gián tiếp đến quá trình tạo tiền của ngân hàng thương mại (NHTM) và cung ứng tiền tệ Tuy nhiên, việc NHNN giữ tỷ lệ này cố định trong thời gian dài đã làm giảm hiệu quả điều tiết cung ứng tiền tệ và hạn chế các phương thức điều chỉnh của NHNN.
NHNN nên cho phép các tổ chức tín dụng tự do xác định lãi suất, bao gồm cả lãi suất huy động tiền gửi ngoại tệ của các pháp nhân, hiện đang bị quản lý chặt chẽ Việc tự do hóa lãi suất sẽ phản ánh chính xác cung cầu thị trường, giúp lãi suất trở thành chỉ số đáng tin cậy về chi phí cơ hội khi nắm giữ tiền.
Khung lãi suất trên thị trường liên ngân hàng được hình thành từ việc điều chỉnh dần lãi suất tái cấp vốn, đóng vai trò là lãi suất trần Đồng thời, lãi suất chiết khấu cũng được điều chỉnh để trở thành lãi suất sàn.
4.2.3.Trong việc nâng cao điều kiện thực thi chính sách tiền tệ hiệu quả
Sau khi Ngân hàng Nhà nước (NHNN) thiết lập một khuôn khổ chính sách tiền tệ (CSTT) rõ ràng, hiệu quả của CSTT sẽ phụ thuộc vào nhiều yếu tố thực thi Các yếu tố này bao gồm mức độ độc lập của NHNN, sự phù hợp với các chính sách kinh tế vĩ mô khác, và mức độ phát triển của các định chế tài chính cũng như thị trường tiền tệ.
Dựa trên kết quả nghiên cứu thực tế, luận án đề xuất một số khuyến nghị nhằm nâng cao hiệu quả thực thi chính sách tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam trong thời gian tới.
NHNN cần chủ động hơn trong việc phối hợp với các cơ quan khác trong hoạch định CSTT
CSTT đóng vai trò quan trọng trong việc tác động vào nền kinh tế để đạt được các mục tiêu kinh tế vĩ mô của chính phủ, vì vậy nó không thể tách rời khỏi các chính sách kinh tế vĩ mô khác Để thực hiện điều này, các cơ quan hoạch định và thực thi chính sách kinh tế cần duy trì mối liên hệ chặt chẽ, đặc biệt là giữa các Bộ, ngành, trong đó Bộ Tài chính giữ vai trò then chốt.
Bộ Kế hoạch và Đầu tư, Bộ Thương mại, Tổng cục Thống kê và Tổng cục Hải quan sẽ hỗ trợ xây dựng và ban hành hệ thống thông tin nhằm thu thập, cung cấp và trao đổi thông tin, đồng thời cung cấp thông tin cho công chúng Điều này giúp Ngân hàng Nhà nước nắm bắt các yếu tố ngoại sinh ảnh hưởng đến cầu tiền, như sự thay đổi của chính sách liên quan đến dự kiến chi tiêu ngân sách và kế hoạch phát hành trái phiếu trong nước và quốc tế của Bộ Tài chính.
Sự thông suốt thông tin giữa các Bộ ngành giúp giảm áp lực trong việc điều hành chính sách tiền tệ (CSTT) Khi đó, hàm cầu tiền trong ngắn hạn trở nên ổn định và không bị ảnh hưởng đột ngột bởi các biến động chính sách, từ đó nâng cao hiệu quả trong việc quản lý CSTT.
NHNN cần thiết lập kênh thông tin liên tục giữa các nhà nghiên cứu chuyên nghiệp và cán bộ thực tế tại Vụ CSTT Để đáp ứng yêu cầu của một NHTW hiện đại, NHNN nên xây dựng chiến lược nâng cao trình độ cán bộ ngân hàng Cán bộ trẻ cần có cơ hội trải nghiệm thực tế trong và ngoài nước, đồng thời được đào tạo bài bản ở nước ngoài Những cán bộ trẻ có năng lực nên được bổ nhiệm vào vị trí quan trọng để trẻ hóa đội ngũ và tăng cường tính sáng tạo Sự kết hợp giữa đội ngũ cán bộ có trình độ và công nghệ ngân hàng hiện đại sẽ nâng cao hiệu quả điều hành CSTT.
NHNN cần xây dựng và thực thi CSTT theo nguyên tắc thị trường
Việc xây dựng và thực thi chính sách tiền tệ (CSTT) theo nguyên tắc thị trường cần thiết lập một khuôn khổ vững chắc, bao gồm cơ chế truyền tải hiệu quả và các mục tiêu được định lượng rõ ràng.
Ngân hàng trung ương cần điều hành chính sách tiền tệ (CSTT) thông qua việc điều tiết khối lượng tiền trong nền kinh tế Điều này bao gồm việc xây dựng các điều kiện cần thiết để chuyển sang một phương thức điều hành CSTT hiện đại, với mục tiêu kiểm soát lạm phát hiệu quả.
Trong dài hạn, Ngân hàng Nhà nước (NHNN) nên đặt mục tiêu cuối cùng của chính sách tiền tệ (CSTT) vào tỷ lệ lạm phát, tương tự như các ngân hàng trung ương hiện đại Kết quả ước lượng cho thấy lạm phát kỳ vọng có tác động ngược chiều đến nhu cầu nắm giữ M1 Nếu NHNN tập trung vào tỷ lệ lạm phát và điều tiết giá cả theo đúng định hướng đã thông báo cho công chúng, kỳ vọng về lạm phát sẽ ít biến động hơn Điều này giúp ổn định cầu tiền và nâng cao hiệu quả của CSTT.
NHNN cần thúc đẩy sự phát triển của thị trường tiền tệ
CÁC H Ạ N CH Ế C ỦA ĐỀ TÀI
Thời gian nghiên cứu từ Q1/2005 đến Q4/2014 kéo dài 40 quý, dẫn đến kích thước mẫu khá nhỏ Kết quả là một số yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến cầu tiền thực như tỷ giá, giá vàng và chỉ số Vnindex không đạt ý nghĩa thống kê Điều này khiến cho kết quả nghiên cứu chưa rõ ràng, đồng thời mở ra hướng nghiên cứu mới cho các công trình sau này khi có bộ dữ liệu đầy đủ hơn.
Nghiên cứu tại Việt Nam hiện thiếu dữ liệu về lạm phát kỳ vọng, một yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến cầu tiền thực của người dân Do đó, cần thiết phải tiến hành các nghiên cứu chuyên sâu về lạm phát kỳ vọng tại Việt Nam để hiểu rõ hơn về tác động của nó.
Luận văn "Ƣớc lƣợng hàm cầu tiền tại Việt Nam bằng mô hình thực nghiệm" nghiên cứu lý luận và thực tiễn về cầu tiền toàn cầu và tại Việt Nam Nghiên cứu đã xây dựng hàm cầu tiền cho Việt Nam, phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến hàm cầu tiền trong thời gian qua, và đưa ra kiến nghị cho việc điều hành chính sách tiền tệ dựa trên thực trạng cầu tiền.
Tổ chức một cách có hệ thống các lý thuyết về cầu tiền nhằm tạo nền tảng lý thuyết vững chắc cho các nghiên cứu tiếp theo liên quan đến cầu tiền.
Bài viết tổng hợp các nghiên cứu thực nghiệm về cầu tiền, từ đó rút ra những kinh nghiệm quý giá liên quan đến công việc định lượng cầu tiền Những kinh nghiệm này bao gồm việc lựa chọn biến số, mô hình phù hợp và phương pháp ước lượng hiệu quả.
Phân tích cụ thể thực trạng các nhân tố ảnh hưởng đến hàm cầu tiền thực tại Việt Nam.
Nghiên cứu đã ước lượng hàm cầu tiền thực M1/P và M2/P cho nền kinh tế Việt Nam trong giai đoạn 2005-2014 bằng mô hình ARDL, lần đầu tiên được áp dụng cho việc ước lượng cầu tiền tại Việt Nam Số liệu được thu thập từ các nguồn đáng tin cậy, cho thấy kết quả ước lượng có khả năng giải thích tốt hơn hành vi nắm giữ tiền thực tế Cả hai hàm cầu tiền thực M1/P và M2/P đều ổn định, có thể sử dụng làm cơ sở định lượng cho dự báo cung ứng tiền tệ hàng năm của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam.
Dựa trên kết quả ƣớc lƣợng đƣợc, luận văn đã đƣa ra đƣợc những kiến nghị nhằm nâng cao hiệu quả điều hành CSTT.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
1 Hà Quỳnh Hoa (2008), Cầu về tiền và hệ quả đối với chính sách tiền tệ ở Việt Nam, luận án tiến sĩ, NEU.
2 Nguyễn Đăng Dờn (2010), Tiền tệ ngân hàng, NXB Đại học quốc gia Tp.HCM, tr.28.
3 Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012), “Lạm phát và hành vi giá cả trong hoạch định chính sách tiền tệ tại Việt Nam”, Đề tài nghiên cứu khoa học cấp cơ sở, trường đại học Kinh Tế Tp.HCM, tr.19.
4 Alfed Marshall (1923), Money, credit, and commerce, London: Macmillan.
5 A.C Pigou (1917), "The value of money", The quarterly Journal of Economics, Vol 37, November, pp 38-65
6 Adam, C., Goujon, M., & Guillaumont-Jeanneney, S (2004) “The transactions demand for money in the presence of currency substitution: Evidencefrom Vietnam”.Applied Economics, Vol 36, pp.1461–1470.
7 Baumol, W.J (1952), "The transaction demand for cash: an inventory theoretic approach", The quartery Journal of Economics, November.
8 Cannan,E.(1921),"Theapplicationofthetheoreticalapparatusof supply anddemandtounitsof currency",Economicjournal,December.
9 CharlesAdams (1999), "Survey of Literature on Demand for Money: Theoretical and Empirical Work With Special Reference to Error-Correction Models", IMFWorkingPaper, WP/99/64.
10 Chow, Gregory C (1966), "On the long-run and Short-run demand for money", Journal of political economy, Vol 74, N0 2, pp 111-31.
11 DornbushR.andFisherS.(1994),Marcroeconomics,6thEdition, McGraw.
12 Fischer(1975),"Thedemandforindexbonds",Journalof PoliticalEconomy,Vol. 83,N0.3, pp.509-34.
13 Friedman,M (1956),The quantity theory ofmoney:a restatemant,in studiesinthequantitytheoryofmoney,editedbyM.Friedman,
14 Fisher (1911), The purchasing power of money, New York, Macmillan.
Money,inHandbookofMonetaryEconomics,VolumeI,ed.By
BenjaminM.FriedmanandFrankH.Hahn(NewYork:North- Holland),pp 300– 56.
16 Granger (1983), Cointegrated variables and Error correction models,
Discussion paper N0 83-13, Department of Economics (San Diego: University of California at San Diego)
17 Granger (1986), "Developments in the study of cointegrated economic variables", Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol 48, N0 3 (August), pp 213-28.
19 Johansen,S.(1988),"Statisticalanalysisofcointegrationvectors", Journal ofEconomic Dynamic and Control, 12, pp 231-254
20 Johansen,S.andKatarinaJuselius(1990),Maximumlikelihood estimation and inference on cointegration- with applications to the Demand for money,
Oxford Bullentin of Economics and Statistics, Vol 52, N0 2, May, pp 169-
21 JuddandScadding(1982),"The SearchforaStable Money DemandFunction:ASurvey ofthePost-1973Literature",
22 Keynes, J.M (1936), Thegeneral theory of employment, interest, and money,London, Macmillam.
23 Komain Jiranyakul và Timothy Opiela (2014), “An Empirical Test of Money Demand in Thailand from 1993 to 2012”, MPRA Paper No 54162, posted 6. March 2014 15:00 UTC.
24 Lavington, F (1921), The English capital market, London, Methuen.
25 Lee-Chea Hiew, Chin-Hong Puah và Muzafar Shah Habibullah (2013), "The Role of Advertising Expenditure in Measuring Indonesia's Money Demand Function", MPRA Paper No 50223, posted 28 September 2013 04:55 UTC.
26 Lucas (1980),"Two Illustrations of the Quantity Theory of Money", The American Economic Review, Vol 70, No 5 (Dec), pp 1005-1014.
27 Luciano Canova (2006), "Estimating demand for money in Jamaica", MPRA
28 Mahyudin Ahmad (2008), "The efect of financial deregulation on money demand in Malaysia", MPRA Paper No 42295, posted 31 October 2012
29 Miller and Orr (1966, 1968), "A model of the demand for money by firms",Quarterly Journal ofEconomics (August), pp 413-434.
30 Muhammad Abdullah (2013), "Determinants of Money Demand in Pakistan: Disaggregated Expenditure Approach", MPRA Paper No 50977, posted 27.
31 Neil Wallace(1988),"Asuggestionforoversimplifingthetheoryof money",EconomicJournal(supplement),Vol 98,March,pp 25-36
32 Nguyen Huyen Diu và Made Donald PFAU (2010) The determinants and stability of real money demand in Vietnam, 1999-2009 GRIPS Policy research center Discussion paper, pp.10-14.
33 Ousama BEN SALHA (2013), "Some new evidence on the determinants of money demand in developing countries - A case study of Tunisia”, MPRA Paper No 51788, posted 29 November 2013 16:47 UTC.
34 Patinkin, Don (1965),Money, Interest and Prices: An Integration of
Monetary and Value Theory 2nd ed New York: Harper-Row.
35 Pesaran, M H., Shin, Y., & Smith, R J (2001), “Bounds testing approaches to the analysis of level relationships” Journal of Applied Econometrics,
36 Prakash Singh and Manoj K Pandey (2009), “Structural Break, Stability and Demand for Money in India”, MPRA PaperNo 15425, posted 26 May 2009 11:00 UTC.
37 Samuelson (1958),"Anexactconsumptionloanmodelofinterest withor withoutthesocialcontrivanceofmoney",JournalofPolitical
38 SuiwahLeungand VoTriThanh(1996),Vietnaminthe1980s:Prices reformsandStabilization,Offprint of"Banca Nazionale del Lavoro QuarterlyReview",No 197-June 1996.
39 Thomas Sargent(1987),Dynamicmacroeconomic theory,Harvard University Press.
41 Tobin,J.(1958),Liquidity preference as behavior toward risk,Reviewof Economicstudies,February.
42 Watanabe, S., & Pham, T B (2005) Demand for money in dollarized, transitional economy: The caseofVietnam.Presentedatthe1stVDF-
43 Whalen (1966), “A Rationalization of the Precautionary Demand for Cash”,
The Quarterly Journal of Economics, Vol 80, No 2 (May), pp 314-324.
44 Zarembka, P (1968), “Functional Form in the Demand for Money”, Journal of the American Statistical Association, Vol.63, pp.502-11.
