GIỚI THIỆU
Bộ ba bất khả thi đã thu hút sự quan tâm của các nhà làm chính sách và các nhà kinh tế trên toàn thế giới, với nhiều nghiên cứu chứng minh tác động của nó đến nền kinh tế vĩ mô Tại Việt Nam, sau hơn 20 năm đổi mới, đất nước đã có những bước chuyển mình mạnh mẽ, đặc biệt sau quyết định gia nhập thị trường tài chính toàn cầu vào cuối những năm 80 Tuy nhiên, bên cạnh những cơ hội phát triển, Việt Nam cũng đang đối mặt với nhiều thách thức như khủng hoảng kinh tế và ổn định tỷ giá.
Nghiên cứu về bộ ba bất khả thi tại các nền kinh tế mới nổi và đang phát triển nhấn mạnh vai trò quan trọng của việc tích trữ ngoại hối như một biến số thứ tư, nhằm cân bằng các yếu tố trong bộ ba này Bài viết đo lường các chỉ số bộ ba bất khả thi và phân tích tác động của chính sách cùng dự trữ ngoại hối đến nền kinh tế Việt Nam Cụ thể, nghiên cứu kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa ba chỉ số và ảnh hưởng của chúng đến tỷ lệ tăng trưởng kinh tế của Việt Nam Đối tượng nghiên cứu được xác định để đạt được mục tiêu nghiên cứu.
Chỉ số mức độ độc lập tiền tệ (MI);
Chỉ số ổn định tỷ giá hối đoái (ERS);
Chỉ số độ mở cửa tài chính (KAOPEN);
Mức độ dự trữ ngoại hối (IR)
Tốc độ tăng trưởng kinh tế của Việt Nam (GDP)
Nghiên cứu này tập trung vào việc phân tích các chỉ số của bộ ba bất khả thi, cũng như dự trữ ngoại hối và tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam trong giai đoạn từ 1996 đến 2011.
Trong luận văn này tác giả sử dụng các phương pháp nghiên cứu sau:
Tính toán các chỉ số của bộ ba bất khả thi tại Việt Nam từ năm 1996 đến 2011 được thực hiện dựa trên phương pháp của Aizenman, Chinn và Hiro Ito Phương pháp này cho phép phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái, chính sách tiền tệ và tự do tài chính, cung cấp cái nhìn sâu sắc về sự phát triển kinh tế của Việt Nam trong giai đoạn này.
Sử dụng các mô hình hồi quy để kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi và tác động của chúng cùng với dự trữ ngoại hối đến GDP của Việt Nam.
Data for interest rates and exchange rates were sourced from the IMF's "International Financial Statistics" for the year 2011 In contrast, the author obtained indicators related to GDP, investment flows, and foreign exchange reserves from the World Bank's "World Development Indicators."
Tác giả sử dụng phần mềm Excel và Megastat Excel 2007 để phân tích dữ liệu thu thập, từ đó tính toán các chỉ số bộ ba bất khả thi.
Kết cấu của luận văn: Luận văn bao gồm 5 chương chính:
Chương 1: Giới thiệu Chương 2: Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây Chương 3: Phương pháp nghiên cứu
Chương 4: Nội dung và kết quả nghiên cứu Chương 5: Kết luận
TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Mô hình bộ ba bất khả thi của Mundell – Fleming (1963)
Mô hình bộ ba bất khả thi của Mundell – Fleming (1963) chỉ ra rằng một quốc gia không thể đồng thời đạt được ba mục tiêu: chính sách tiền tệ độc lập, chế độ tỷ giá hối đoái ổn định và tự do tài chính Mô hình này được minh họa bằng một tam giác, trong đó mỗi cạnh đại diện cho một mục tiêu, và các đỉnh biểu thị các công cụ chính sách tương ứng Cụ thể, mục tiêu hội nhập tài chính đối lập với kiểm soát vốn, mục tiêu ổn định tỷ giá đối lập với tỷ giá thả nổi hoàn toàn, và mục tiêu chính sách tiền tệ độc lập đối lập với liên minh tiền tệ Do đó, việc đạt được cả ba mục tiêu là không thể.
Hình 2.1: Tam giác bất khả thi
Các nghiên cứu về bộ ba bất khả thi của nhóm tác giả Joshua Aizenman,
Nhiều nhà kinh tế học đã phát triển lý thuyết bộ ba bất khả thi để khám phá các yếu tố liên quan đến việc lựa chọn mẫu hình này Trong số đó, nhóm tác giả Joshua Aizenman, Menzie D Chinn và Hiro Ito đã chỉ ra các mặt tích cực của bộ ba bất khả thi, đồng thời đề xuất các thang đo mới để đánh giá mức độ độc lập tiền tệ, ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính Họ cũng nghiên cứu mối liên hệ giữa mẫu hình bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối so với GDP Aizenman, Chinn và Ito (2008) khẳng định rằng những cuộc khủng hoảng lớn trong bốn thập niên qua, bao gồm sự sụp đổ của hệ thống Bretton Woods và cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008, đều xuất phát từ sự đổ vỡ của cấu trúc tài chính.
Các tác giả đã phân tích sự phát triển của chính sách liên quan đến bộ ba bất khả thi và nắm giữ DTNH, cho thấy trong thập niên qua, các quốc gia đang phát triển, đặc biệt là các nền kinh tế mới nổi, đã gia tăng đáng kể DTNH Xu hướng này đi đôi với sự hội tụ về mức trung bình của bộ ba bất khả thi Nghiên cứu cũng đã thử nghiệm mối quan hệ tuyến tính giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi và kết luận rằng tổng trọng của ba yếu tố chính sách là không đổi; sự gia tăng của một yếu tố đồng nghĩa với việc giảm hiệu quả của hai yếu tố còn lại.
Trong bài nghiên cứu “Giả thuyết “Bộ ba bất khả thi” trong thời đại khủng hoảng toàn cầu: Sự đo lường và kiểm định” của nhóm tác giả Joshua Aizenman, Menzie D Chinn, Hiro Ito (2008), các tác giả đã khắc phục thiếu sót về công cụ đo lường các chỉ số của bộ ba bất khả thi bằng cách đưa ra các phương pháp tính toán cụ thể cho các yếu tố này.
Chỉ số độc lập tiền tệ (MI) được xác định thông qua sự tương quan hàng năm của lãi suất hàng tháng giữa một quốc gia và quốc gia cơ sở, được tính toán theo một công thức cụ thể.
Trong nghiên cứu này, i đại diện cho nước nghiên cứu, j là nước cơ sở, và lãi suất sử dụng được xác định từ lãi suất trên thị trường tiền tệ Chỉ số MI, có giá trị từ 0 đến 1, cho thấy mức độ độc lập của chính sách tiền tệ; chỉ số càng cao đồng nghĩa với việc chính sách tiền tệ càng độc lập hơn.
Chỉ số ổn định tỷ giá (ERS) được xác định dựa trên độ lệch chuẩn hàng năm của tỷ giá hàng tháng giữa nước nghiên cứu và nước cơ sở.
Chỉ số ERS cũng biến thiên trong khoảng từ 0 đến 1, chỉ số này càng cao cho thấy sự ổn định tỷ giá hối đoái và ngược lại
Chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN) do Chinn và Ito (2008) đề xuất nhằm đo lường mức độ hội nhập tài chính thông qua độ mở tài khoản vốn, dựa trên thông tin từ báo cáo hàng năm của Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF) KAOPEN là chỉ số quan trọng phản ánh sự tồn tại của cơ chế đa tỷ giá, các hạn chế trong giao dịch tài khoản vãng lai và tài khoản vốn, cũng như yêu cầu về việc bỏ nguồn thu xuất khẩu Một quốc gia áp dụng chính sách đa tỷ giá thường đồng nghĩa với việc thực hiện các biện pháp kiểm soát vốn.
KAOPEN được đề xuất dựa trên độ mở tài khoản vốn theo pháp lý, phản ánh mục đích chính sách của các quốc gia Chỉ số này dao động từ 0 đến 1, với giá trị cao hơn cho thấy mức độ mở cửa với giao dịch vốn xuyên quốc gia Nhằm tóm tắt xu hướng của các nước, nhóm tác giả đã xây dựng một sơ đồ hình thoi, hay mẫu hình kim cương, trong đó ngoài ba yếu tố của bộ ba bất khả thi (chính sách tiền tệ độc lập, tỷ giá hối đoái ổn định và hội nhập tài chính), còn bổ sung yếu tố đo lường quỹ dự trữ ngoại hối (IR/GDP), với các chỉ số cũng biến thiên giữa 0 và 1 Xu hướng lựa chọn bộ ba bất khả thi của các quốc gia đã có những thay đổi đáng kể trong những năm gần đây.
1971 – 2006 được thể hiện trong hình 2.2, cho thấy xu hướng của các nước như sau:
Các nước công nghiệp hóa (IDC) đang trải qua xu hướng hội nhập tài chính, dẫn đến việc ổn định tỷ giá và giảm bớt chính sách độc lập tiền tệ Trong khi đó, nhóm nước không sử dụng đồng Euro, dù có mức độ hội nhập tài chính tương tự, lại duy trì cơ chế tỷ giá linh hoạt hơn và có mức tự chủ về tiền tệ cao hơn.
Các nền kinh tế mới nổi (EMG) đang tích cực hội nhập vào hệ thống tài chính toàn cầu, cho thấy sự linh hoạt trong tỷ giá hối đoái và giảm bớt sự độc lập về tiền tệ Trong khi đó, các quốc gia đang phát triển nhưng không thuộc nhóm thị trường mới nổi (Non-EMG) cũng đang mở cửa tài chính, nỗ lực đạt được sự ổn định tỷ giá nhất định mà vẫn duy trì được mức độ độc lập tiền tệ.
Nhóm các nước mới nổi dễ dàng tăng dự trữ ngoại hối, tạo ra một khoản đệm an toàn cho sự đánh đổi trong bộ ba bất khả thi Trong khi đó, các quốc gia phát triển không phải thị trường mới nổi chỉ tăng dự trữ ngoại hối một cách vừa phải, và các nước công nghiệp giữ tỷ lệ dự trữ thấp nhất Điều này giúp các nền kinh tế mới nổi đạt được sự cân bằng tương đối giữa ba mục tiêu vĩ mô trong những năm 2000, điều mà không có nhóm nước nào khác có thể thực hiện.
Hình 2.2: Cấu hình bộ ba bất khả thi và dự trữ quốc tế theo thời gian
Nghiên cứu của Aizenman, Chinn và Ito (2008) đã phân tích mối liên hệ giữa các sự kiện kinh tế tài chính quan trọng và sự thay đổi trong cấu trúc bộ ba bất khả thi, được gọi là điểm gãy cấu trúc Những sự kiện tài chính đáng chú ý bao gồm sự sụp đổ của hệ thống Bretton Woods vào năm 1973, khủng hoảng nợ ở Mexico năm 1982, và khủng hoảng tài chính châu Á năm 1997-1998 Ngoài ra, nghiên cứu cũng xem xét làn sóng toàn cầu hóa trong thập niên 1990 và sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO vào năm 2001, với các thông tin chi tiết được trình bày trong phần phụ lục 1a và 1b.
Các năm 1982, 1990, 1997-1998 và 2001 đánh dấu thời điểm xảy ra sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi, đồng thời là thời gian tiến hành kiểm định sự bằng nhau giữa giá trị trung bình của các nhóm mẫu con trong các giai đoạn này.
Kết quả từ phụ lục 2 cho thấy rằng các sự kiện trong các năm khác nhau đã gây ra sự thay đổi trong mẫu hình bộ ba bất khả thi, nhưng mức độ thay đổi không đồng nhất giữa các nhóm nước Đối với các nước mới nổi (EMG), sự phá vỡ cấu trúc của chính sách tiền tệ độc lập và tỷ giá hối đoái ổn định đã xảy ra vào năm 2001 và 1982 Trong khi đó, sự sụp đổ của làn sóng toàn cầu hóa năm 1990 là sự kiện quan trọng nhất đối với các nước Non-EMG, thì cuộc khủng hoảng Châu Á lại là sự kiện then chốt đối với các nước EMG Các nhà làm chính sách cần ưu tiên lựa chọn trong ba chính sách này để tìm ra sự kết hợp tốt nhất giữa hai trong ba chính sách của bộ ba bất khả thi, với mức độ ưu tiên có thể thay đổi tùy theo từng giai đoạn.
Các tác giả đã tiến hành kiểm định tính khả thi của mô hình bộ ba bất khả thi bằng cách sử dụng hàm hồi quy đơn giản, với giả định rằng tổng tỷ trọng của ba biến là một hằng số.
Một số nghiên cứu về bộ ba bất khả thi cho các nền kinh tế mới nổi và đang phát triển
2.3.1 Sự thay đổi cấu trúc tài chính trong xu thế toàn cầu hóa
Joshua Aizenman (2010) cho rằng toàn cầu hóa tài chính quy mô lớn trong những năm 1990-2000 đã thay đổi bối cảnh của bộ ba bất khả thi Hệ quả không mong muốn của quá trình này là sự gia tăng bất ổn định tài chính, liên quan đến việc dừng đột ngột các dòng vốn, sự thoái vốn và giảm nợ.
Trong ba thập kỷ qua, việc theo đuổi hội nhập tài chính trong khi duy trì sự ổn định tài chính của các thị trường mới nổi đã dẫn đến những phát triển đáng chú ý.
Vào năm 1980, tỷ giá hối đoái linh hoạt gia tăng, dẫn đến việc tỷ lệ IR/GDP tăng đáng kể Sự gia tăng này chủ yếu diễn ra ở các nước đang phát triển, đặc biệt là trong khu vực Đông Á mới nổi.
Hội nhập tài chính ở các nước đang phát triển đã tạo ra những biến chuyển đáng kể trong nhu cầu dự trữ quốc tế Trước khi diễn ra hội nhập, dự trữ quốc tế chủ yếu được xem như một hình thức tự bảo hiểm nhằm đối phó với những biến động trong dòng chảy thương mại.
Hội nhập tài chính của các nước đang phát triển cần tự bảo đảm chống lại dòng chảy tài chính không ổn định do sự biến động của thị trường tài chính Rủi ro gia tăng nhanh chóng dẫn đến nhu cầu về ngoại tệ, tạo động cơ cho việc tự bảo hiểm tài chính Các cuộc khủng hoảng Đông Á đã khiến các quốc gia bị ảnh hưởng tăng cường đáng kể kho dự trữ của mình.
Mối liên hệ giữa dự trữ tích trữ và hội nhập tài chính mở ra một khía cạnh mới trong bộ ba bất khả thi Trong ngắn hạn, các quốc gia hy vọng rằng việc quản lý dự trữ ngoại hối sẽ tăng cường sự ổn định tài chính và khả năng thực hiện chính sách tiền tệ độc lập Điều này đặc biệt quan trọng đối với các thị trường mới nổi, nơi mà sự hội nhập với hệ thống tài chính toàn cầu còn hạn chế, và chính sách vô hiệu hóa thường được áp dụng để quản lý lạm phát, như trường hợp của Trung Quốc và Ấn Độ.
Hầu hết các nước công nghiệp duy trì tỷ lệ IR/GDP thấp, cho thấy khả năng tiếp cận dễ dàng nguồn ngoại tệ qua các giao dịch song phương trong trường hợp khẩn cấp Điều này cũng phản ánh khả năng vay mượn ngoại tệ của các quốc gia này.
Kinh nghiệm từ các thị trường mới nổi cho thấy rằng, mặc dù khả năng hội nhập tài chính còn hạn chế, các quốc gia có thể nới lỏng một số hạn chế của bộ ba bất khả thi trong ngắn hạn thông qua việc tích trữ dự trữ ngoại hối Sự khác biệt giữa Mỹ Latinh và các nền kinh tế mới nổi ở Châu Á minh họa cho xu hướng này; trong khi Mỹ Latinh nhanh chóng tự do hóa thị trường tài chính từ những năm 1990 và giảm mức độ độc lập tiền tệ, các nền kinh tế mới nổi Châu Á lại duy trì ổn định tỷ giá hối đoái và có mức độ độc lập tiền tệ cao hơn Trung Quốc, với việc tăng cường dự trữ ngoại hối mà không từ bỏ ổn định tỷ giá hối đoái, cũng cho thấy rằng nỗ lực nới lỏng bộ ba bất khả thi trong ngắn hạn thường gắn liền với việc gia tăng dự trữ ngoại hối.
2.3.2 Quan hệ giữa dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi trong thời kỳ khủng hoảng
Theo nghiên cứu của Joshua Aizenman, Menzie D Chinn và Hiro Ito, trong hai thập kỷ qua, ngày càng nhiều quốc gia đang phát triển đã lựa chọn hệ thống tỷ giá hối đoái hỗn hợp, chẳng hạn như tỷ giá hối đoái thả nổi có quản lý, thông qua việc gia tăng dự trữ ngoại tệ Mặc dù hệ thống này mang lại tính linh hoạt hơn trong quản lý tỷ giá, nhưng tỷ lệ IR/GDP đã tăng đáng kể, đặc biệt sau khủng hoảng Đông Á năm 1997-1998.
Sự tích lũy dự trữ ngoại hối diễn ra không đồng đều giữa các quốc gia, với chỉ số IR/GDP của các nước công nghiệp hóa ổn định khoảng 4%, trong khi các nước đang phát triển ghi nhận sự tăng trưởng mạnh từ 5% năm 1980 lên 27% vào năm 2006 Hiện tại, khoảng 2/3 lượng dự trữ ngoại tệ toàn cầu thuộc về các quốc gia đang phát triển, chủ yếu tập trung ở Châu Á, nơi tỷ lệ IR/GDP đã tăng từ 5% lên 37% trong cùng thời gian Đặc biệt, Trung Quốc có sự thay đổi đáng kể khi chỉ số IR/GDP tăng từ 1% năm 1980 lên khoảng 41% vào năm 2006 và gần 50% vào năm 2008.
Tỷ lệ dự trữ ngoại hối đã tăng đáng kể sau cuộc khủng hoảng Châu Á 1997-1998, nhưng lại giảm vào năm 2000 Đầu những năm 2000, Trung Quốc ghi nhận sự gia tăng mạnh mẽ trong dự trữ ngoại hối, đánh dấu một sự thay đổi cấu trúc quan trọng Dự trữ ngoại hối của Trung Quốc được minh họa trong hình 2.4 dưới đây.
Hình 2.4: Dự trữ ngoại hối/GDP, giai đoạn 1980 - 2006
Nguồn: Aizenman, Chinn và Ito (2010)
Toàn cầu hóa thị trường tài chính đang diễn ra mạnh mẽ, phản ánh xu hướng hội nhập tài chính ngày càng gia tăng giữa các quốc gia trên toàn thế giới.
Mô hình nguyên bản của học thuyết bộ ba bất khả thi không đề cập đến vai trò của dự trữ ngoại tệ, nhưng các xu hướng gần đây cho thấy rằng dự trữ ngoại tệ có thể ảnh hưởng đến sự thay đổi của mô hình này tại các nước đang phát triển Nghiên cứu ban đầu đã chỉ ra rằng dự trữ ngoại tệ đóng vai trò như một công cụ trung gian trong việc quản lý cơ chế tỷ giá hối đoái thả nổi Mặc dù mô hình này có những lợi ích, nhưng nó cũng gặp hạn chế trong việc giải thích sự gia tăng gần đây của dự trữ ngoại hối, khi cho rằng sự linh hoạt trong chính sách tỷ giá có thể làm giảm lượng dự trữ, điều này trái ngược với những xu hướng đã được ghi nhận.
2.3.3 Sự lựa chọn bộ ba bất khả thi của các nước mới nổi và đang phát triển
Trong bài nghiên cứu “Châu Á đương đầu với bộ ba bất khả thi” của IIa Patnaik và Ajay Shah (2010), các tác giả chỉ ra rằng chính sách tiền tệ phản chu kỳ là một chiến lược quan trọng nhằm ổn định tỷ giá, kiềm chế lạm phát và gia tăng sản lượng Hiện nay, phần lớn các quốc gia châu Á đang trải qua sự phát triển mạnh mẽ của tài khoản vốn trong bối cảnh chế độ tỷ giá cứng nhắc.
Trong lĩnh vực dòng vốn, giao dịch tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước (NHNN) sẽ thay đổi theo chu kỳ, làm ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ cũng theo chu kỳ Joshua Aizenman.
Xây dựng các chỉ số
Chỉ số này được xác định dựa trên mối quan hệ giữa lãi suất của Việt Nam và lãi suất của Mỹ Theo nghiên cứu của Ainzenman, Chinn và Ito (2008), lãi suất được sử dụng trong tính toán là lãi suất trên thị trường tiền tệ hàng tháng.
Lãi suất của Việt Nam được ký hiệu là i i, trong khi lãi suất của Mỹ được ký hiệu là i j Tác giả sử dụng lãi suất thị trường tiền tệ (money market rate) của cả hai quốc gia, với dữ liệu được lấy từ nguồn đáng tin cậy.
“International Financial Statistics” năm 2011 của IMF
Theo công thức trên thì MI có giá trị nằm trong khoảng từ 0 đến 1 MI càng lớn thì mức độ độc lập vào tiền tệ càng cao
Tác giả sử dụng phương pháp tính toán của nhóm tác giả Aizenman, Chinn, Ito cho kết quả tính toán như sau:
Bảng 3.1: Chỉ số độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam
Nguồn: tính toán của tác giả
Hình 3.1: Đồ thị biểu diễn mức độ độc lập tiền tệ của Việt Nam
Nguồn: Tính toán của tác giả
Trong giai đoạn trước năm 2000, Việt Nam có mức độ độc lập tiền tệ cao, thể hiện qua việc lãi suất Việt Nam giảm trong khi lãi suất Mỹ tăng Tuy nhiên, từ sau năm 2000, mức độ độc lập này giảm mạnh do lãi suất giữa hai nước có xu hướng biến động cùng chiều Nguyên nhân chủ yếu là do Việt Nam đang trong quá trình hội nhập kinh tế quốc tế, chuẩn bị cho việc gia nhập WTO, với các bước quan trọng như trở thành thành viên APEC năm 1998 và ký hiệp định thương mại với Mỹ năm 2000.
Từ năm 2007 đến nay, chỉ số mức độ độc lập tiền tệ (MI) của Việt Nam đã có sự ổn định, với giá trị 0,538 vào năm 2007 và tăng lên 0,551 trong năm 2008 và 2009 Điều này cho thấy mức độ độc lập tiền tệ của Việt Nam đạt mức khá, nằm ở mức trung bình so với Mỹ.
3.2.2 Chỉ số ổn định tỷ giá hối đoái (ERS)
Công thức của chỉ số này như sau:
The article discusses the exchange rate indicator that reflects the depreciation of the Vietnamese Dong (VND) against the US Dollar (USD) The author sourced the data from the "International Financial Statistics" report published by the IMF in 2011.
Chỉ số ERS cũng nằm từ 0 đến 1, và mức độ càng lớn thì biểu thị sự ổn định về tỷ giá hối đoái và ngược lại
Bảng 3.2: Chỉ số ổn định tỷ giá hối đoái (ERS) của Việt Nam
Nguồn: tính toán của tác giả
Hình 3.2: Đồ thị biểu diễn mức độ ổn định tỷ giá của Việt Nam
Từ năm 1996 đến nay, mức độ ổn định tỷ giá của Việt Nam đã giảm rõ rệt, đặc biệt là sau khủng hoảng kinh tế Châu Á Trong giai đoạn 1996-1999, Chính phủ áp dụng chính sách thả nổi tỷ giá, nhưng từ năm 1999, chính sách đã hoàn toàn thay đổi nhằm bình ổn tỷ giá, giảm thiểu tác động từ cuộc khủng hoảng khu vực và tạo động lực cho sự phát triển đất nước trong thời kỳ tiềm năng.
Vào năm 2007, đồng Việt Nam đã tăng giá khoảng 20% so với đồng đô la Mỹ, sau thời gian dài chịu áp lực giảm giá, nguyên nhân chủ yếu là do lạm phát cao ở Việt Nam với mức 12,7% và 20% trong các năm 2007 và 2008 Sau khi gia nhập WTO, Việt Nam được đánh giá có nhiều tiềm năng và triển vọng đầu tư, dẫn đến sự gia tăng đột biến vốn đầu tư nước ngoài vào quốc gia này.
Năm 2007, sự gia tăng cầu đồng Việt Nam đã khiến đồng tiền này tăng giá Tuy nhiên, với chiến lược phát triển dựa vào xuất khẩu, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã thực hiện các chính sách nhằm kiềm chế lạm phát và duy trì sự ổn định của tỷ giá.
Từ năm 2007, tỷ giá của Việt Nam đã trở nên linh hoạt hơn, phản ánh sự thay đổi trong chính sách tỷ giá để phù hợp với thực tiễn kinh tế Giai đoạn này đánh dấu việc Việt Nam chính thức gia nhập WTO và cũng là thời điểm nền kinh tế bắt đầu chịu ảnh hưởng từ cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu, làm nổi bật những yếu kém của nền kinh tế nhập siêu nhiều.
3.2.3 Chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN)
Theo nghiên cứu của Aizenman, Chin và Ito (2008), chỉ số KAOPEN là một chỉ số phức tạp, liên quan đến biến động tỷ giá, hạn chế trong cán cân thương mại và vốn Để đơn giản hóa chỉ số này, tác giả đã áp dụng phương pháp của Hutchinson, Sengputa và Sing (2010), cho phép xây dựng công thức dễ hiểu hơn cho KAOPEN.
Theo đó, chỉ số KAOPEN của Việt Nam từ năm 1996 đến 2011 như sau:
Bảng 3.3: Chỉ số hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam Năm 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
Nguồn: Tính toán của tác giả
Hình 3.3: Đồ thị biểu diễn mức độ hội nhập tài chính (KAOPEN) của Việt Nam
Nguồn: Tính toán của tác giả
Chỉ số mở cửa tài chính của Việt Nam đã giảm từ 0,223 năm 1999 xuống 0,161 vào năm 2001 và duy trì ổn định đến năm 2007 Tuy nhiên, sau khi gia nhập WTO năm 2007, chỉ số này đã tăng lên 0,404 vào năm 2008-2009 và tiếp tục tăng dần lên 0,56 vào năm 2011 Xu hướng này phản ánh sự phát triển chung của các nền kinh tế mới nổi, với việc mở cửa tài chính từng bước, kiểm soát vốn chặt chẽ, linh hoạt trong việc điều chỉnh tỷ giá và áp dụng các công cụ chính sách tiền tệ để tăng cường dự trữ ngoại hối.
Chỉ số này đã tăng từ năm 2007, phản ánh sự giao lưu và hội nhập kinh tế của Việt Nam, cho thấy Việt Nam đang khẳng định vị thế trên thị trường quốc tế Sự gia tăng này liên quan đến việc dỡ bỏ một số quy định kiểm soát vốn theo cam kết của WTO.
NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi
4.1.1 Mẫu hình kim cương Để theo dõi sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi Việt Nam, tác giả sử dụng kết quả các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam đã tính toán được ở Chương 3 để vẽ đồ thị hình kim cương, tác giả chia dữ liệu làm ba giai đoạn là 1996 – 2000, 2001 – 2006 và 2007 – 2011 Để vẽ đồ thị hình kim cương thì ngoài ba yếu tố của bộ ba bất khả thi được biểu diễn bằng 3 vectơ thì tác giả đã đưa thêm tỷ lệ dự trữ ngoại hối/GDP (phần IR/GDP tác giả sẽ trình bày trong phần 4.4 dưới đây) Mỗi vectơ trong hình được biến thiên giữa 0 tới 1
Hình 4.1: Bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối của Việt Nam giai đoạn 1996-2011
Nguồn: Tính toán của tác giả
Hình 4.1 minh họa sự phát triển của các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam theo thời gian Trong giai đoạn 1996-2000, Việt Nam tập trung vào chính sách ổn định tỷ giá hối đoái và độc lập tiền tệ Từ 2001-2006, chính sách ổn định tỷ giá được duy trì ở mức cao hơn, nhưng độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính có sự sụt giảm Giai đoạn 2007-2011 chứng kiến sự gia tăng hội nhập tài chính, duy trì độc lập tiền tệ ở mức trung bình và tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn Tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP cũng tăng từ 0,089 trong giai đoạn 1996-2000 lên 0,155 trong giai đoạn 2001-2006 và 0,198 trong giai đoạn 2007-2011.
Việc tự bảo đảm chống lại sự bất ổn định tài chính trong bối cảnh gia tăng hội nhập tài chính và ổn định tỷ giá hối đoái yêu cầu Việt Nam cần tăng cường nắm giữ dự trữ ngoại tệ Điều này khẳng định vai trò quan trọng của dự trữ ngoại hối trong việc hỗ trợ Việt Nam trong quá trình hội nhập tài chính và phát triển kinh tế bền vững.
Hội nhập tài chính Ổn định tỷ giá Độc lập tiền tệ
Để đạt hiệu quả cao trong việc ứng phó với các cuộc khủng hoảng, chúng ta cần kết hợp một cách tối ưu giữa các thành phần của IR/GDP Việc này không chỉ giúp cải thiện tình hình mà còn đảm bảo sự phát triển bền vững trong tương lai.
4.1.2 Đồ thị biểu diễn sự phát triển các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam theo thời gian:
Hình 4.2: Sự phát triển các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam giai đoạn 1996-2011
Từ năm 1996 đến 2000, Việt Nam đã nỗ lực duy trì sự ổn định tỷ giá hối đoái và độc lập tiền tệ trong bối cảnh các nước Đông Nam Á đang đối mặt với khủng hoảng nợ vào năm 1997 Trong giai đoạn này, Việt Nam, với tư cách là một quốc gia mới gia nhập thị trường tài chính thế giới, vẫn chưa có nhiều tiến bộ trong việc hội nhập tài chính.
Việc duy trì hai yếu tố quan trọng đã giúp Việt Nam vượt qua khủng hoảng kinh tế Đông Nam Á, đồng thời thúc đẩy sự phát triển nhanh chóng trong những năm sau đó.
Giai đoạn 2001 đến 2006, Việt Nam nỗ lực duy trì tỷ giá hối đoái ổn định, mặc dù có sự thay đổi trong chính sách tiền tệ độc lập do nguồn đầu tư nước ngoài gia tăng Mức độ hội nhập tài chính còn thấp vì các rào cản chính sách Tuy nhiên, từ 2007 đến 2011, khi Việt Nam gia nhập WTO và hội nhập vào nền kinh tế toàn cầu, chỉ số KAOPEN tăng nhanh, chỉ số MI ở mức trung bình và ERS thấp Đặc biệt, năm 2010, các chỉ số bộ ba bất khả thi hội tụ về một điểm.
4.1.3 Sự ảnh hưởng của các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật đến sự thay đổi các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam
Tác giả kiểm tra mối quan hệ giữa các sự kiện kinh tế tài chính và sự thay đổi bộ ba bất khả thi của Việt Nam Hai sự kiện tài chính quan trọng được xem xét là Trung Quốc gia nhập WTO vào năm 2001 và Việt Nam gia nhập WTO vào năm 2007 Mặc dù khủng hoảng tài chính Châu Á 1997 – 1998 đã ảnh hưởng đến Việt Nam, nhưng do phạm vi nghiên cứu bắt đầu từ năm 1996, nên sự kiện này không được đưa vào kiểm định vì không phản ánh được sự thay đổi của cấu trúc bộ ba bất khả thi.
Bảng 4.1 trình bày kết quả kiểm định tác động của các sự kiện kinh tế tài chính nổi bật đến sự biến động của các chỉ số bộ ba bất khả thi tại Việt Nam Nghiên cứu này nhằm làm rõ mối quan hệ giữa những sự kiện quan trọng và sự thay đổi trong các chỉ số kinh tế, từ đó cung cấp cái nhìn sâu sắc về tình hình kinh tế tài chính của đất nước.
Vào năm 2001, các nước Đông Nam Á bắt đầu phục hồi sau khủng hoảng, cùng với sự kiện Trung Quốc gia nhập WTO và vụ khủng bố 11/09 tại Mỹ đã tác động mạnh mẽ đến kinh tế toàn cầu, trong đó có Việt Nam Chính phủ Việt Nam đã nhanh chóng giảm độc lập tiền tệ (giảm 0.18) và chuyển sang chế độ cố định tỷ giá (tăng 0.17) để tận dụng sự ổn định tỷ giá nhằm thúc đẩy phát triển kinh tế Đến năm 2007, khi nền kinh tế thế giới rơi vào suy thoái, Việt Nam cũng không nằm ngoài vòng xoáy này Việc gia nhập WTO đã dẫn đến sự thay đổi trong chính sách kinh tế vĩ mô, với tỷ số ERS giảm nhanh chóng khi tỷ giá chuyển từ cố định sang thả nổi (tăng 0.34) Đồng thời, chỉ số KAOPEN cũng tăng nhanh (0.17) Từ năm 2008 đến nay, các chỉ số của Việt Nam dao động quanh mức 0.5, phản ánh nỗ lực của Chính phủ trong việc duy trì sự ổn định của bộ ba bất khả thi trong bối cảnh suy thoái.
Mối quan hệ tuyến tính của các chỉ số bộ ba bất khả thi
Tác giả áp dụng mô hình hồi quy của Aizenman, Chinn và Ito (2008) để kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa các chỉ số trong bộ ba bất khả thi, nhằm xác định xem tổng trọng số của ba biến chính sách có phải là một hằng số hay không Để thực hiện điều này, tác giả tiến hành kiểm định tính phù hợp của mô hình hồi quy đã đề xuất.
1 = a * MI + b *ERS + c * KAOPEN + ε t Với dữ liệu như trên thì kết quả sau khi thực hiện việc tính toán là:
Regression output variables coefficients std error t (df) p-value
Source SS df MS F p-value
Với hệ số R² đạt 0,944 và hệ số R điều chỉnh là 0,853, mô hình cho thấy sự phù hợp cao với các kết quả thống kê, khẳng định rằng các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam có mối quan hệ tuyến tính rõ ràng với nhau.
Theo kết quả tính toán thì mô hình hồi quy các chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam giai đoạn 1996 – 2011 là: l = 0.545 * MI + 0.475 * ERS + 1.176 * KAOPEN – 0.667
Chỉ số KAOPEN có tác động mạnh mẽ hơn so với hai chỉ số còn lại trong bối cảnh kinh tế Việt Nam, đặc biệt từ khi gia nhập WTO vào năm 2007, dẫn đến những ảnh hưởng rõ rệt Trước đó, trong giai đoạn 1997-2007, KAOPEN gần như ổn định, nhưng sự biến động của hai chỉ số kia vẫn duy trì sự cân bằng trong bộ ba bất khả thi Do đó, trong bối cảnh toàn cầu hóa hiện nay, việc chú trọng đến sự hội nhập tài chính là cần thiết, vì nó là yếu tố quyết định ảnh hưởng đến chính sách điều hành kinh tế.
Hiệu quả của sự kết hợp các chính sách
Từ mô hình phân tích, chúng ta có thể xác định tổng trọng số của ba chỉ số trong bộ ba bất khả thi và từng cặp chỉ số qua các năm, với kết quả cho thấy tổng trọng số thường dao động xung quanh giá trị 1.
Hình 4.3: Hiệu quả kết hợp chính sách: (a MI + b ERS), (a MI + c KAOPEN), (b
ERS + c KAOPEN) và (a MI + b ERS + c KAOPEN)
Từ năm 1996 đến 2006, chính sách tiền tệ độc lập và ổn định tỷ giá chiếm ưu thế tại Việt Nam Tuy nhiên, từ năm 2007, khi Việt Nam gia nhập WTO, xu hướng chuyển sang độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính đã trở thành lựa chọn chính Đặc biệt, có sự khác biệt rõ rệt trong các năm 1997-1998 và 2008.
Năm 2009 đánh dấu sự nổi bật của chính sách độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính, đồng thời là thời điểm diễn ra cuộc khủng hoảng tài chính châu Á (1997-1998) và khủng hoảng kinh tế toàn cầu (2008-2009).
Hình 4.4: Hiệu quả từng chính sách a MI, b ERS và c KAOPEN
Nguồn: Tính toán của tác giả
Hình 4.4 minh họa rõ ràng sự đóng góp của các thành phần trong việc định hướng chính sách, nhấn mạnh nỗ lực duy trì độc lập tiền tệ, tăng cường hội nhập tài chính, đặc biệt từ năm 2007 khi Việt Nam gia nhập WTO, cùng với việc linh hoạt hóa tỷ giá hối đoái ngày càng cao.
Tác động của bộ ba bất khả thi và dự trữ ngoại hối đối với tăng trưởng
Nếu như trước đây việc nghiên cứu bộ ba bất khả thi chỉ dừng lại ở việc xem xét
Trong hơn 15 năm qua, bên cạnh ba yếu tố chính là ổn định tỷ giá, độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính, một yếu tố mới đã xuất hiện ảnh hưởng đến mô hình này Yếu tố đó chính là mức dự trữ ngoại hối của một quốc gia, cụ thể là tỷ lệ giữa dự trữ ngoại hối và GDP của các nước nghiên cứu.
Mô hình tổng quát được xây dựng như sau:
Y = α 0 + α 1 * TLM + α 2 * TR + α3 * (TLM * TR) Trong đó:
Y đo lường hiệu quả của kinh tế vĩ mô
TLM là vectơ của hai trong ba nhân tố bất kỳ (MI, ERS, KAOPEN)
TR là tỷ lệ của dự trữ ngoại hối (trừ vàng) trên GDP
Từ đó, TLM * TR biểu thị sự tương tác giữa việc thực hiện 2 yếu tố trong bộ ba với dự trữ ngoại hối
Theo lý thuyết của Aizenman, Chinn và Ito (2008), biến động sản lượng đầu ra (Y) được nghiên cứu trong bối cảnh ảnh hưởng của bộ ba bất khả thi đối với GDP của Việt Nam từ năm 1996 đến 2011 Trong nghiên cứu này, tác giả đã sử dụng GDP tính theo USD để đảm bảo tính tương thích với các chỉ số của bộ ba bất khả thi, với nước cơ sở là Mỹ.
Bảng 4.2: Dự trữ ngoại hối và GDP của Việt Nam từ 1996 đến 2011 ĐVT: Triệu USD
Nguồn: Word Development Indicators – World Bank
Hình 4.5: Dự trữ ngoại hối và GDP của Việt Nam từ 1996 đến 2011
Nguồn: Word Development Indicators – World Bank
Bảng 4.3: Tỷ lệ Dự trữ ngoại hối/GDP của Việt Nam từ 1996 đến 2011
Nguồn: Word Development Indicators – World Bank, tính toán của tác giả
Hình 4.6: Tỷ lệ IR/GDP của Việt Nam từ 1996 đến 2011
Nguồn: Word Development Indicators – World Bank
4.4.1 Ước lượng mô hình tổng quát
Tác giả đã kiểm định mối quan hệ giữa bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối và tăng trưởng kinh tế thông qua mô hình ước lượng Kết quả của nghiên cứu được trình bày chi tiết trong bảng 4.4.
Bảng 4.4: Bộ ba bất khả thi, dự trữ ngoại hối và tăng trưởng GDP
IR/GDP Sai số chuẩn
MI x IR Sai số chuẩn
ERS x IR Sai số chuẩn
Nguồn: Tính toán của tác giả
Kết quả hồi quy cho thấy R² điều chỉnh nằm trong khoảng [0.37; 0.56], cho thấy sự tác động của các chính sách đến nền kinh tế chưa rõ ràng Tuy nhiên, có thể nhận thấy rằng độc lập tiền tệ làm giảm tăng trưởng kinh tế, trong khi ổn định tỷ giá lại thúc đẩy tăng trưởng Ngược lại, hội nhập tài chính có xu hướng làm giảm tăng trưởng kinh tế Tương tác giữa ổn định tỷ giá và dự trữ chỉ có tác động rất nhỏ đến tăng trưởng, tương tự như tương tác giữa độc lập tiền tệ với dự trữ và hội nhập tài chính với dự trữ Dù một số hệ số ước lượng không có ý nghĩa thống kê, vẫn có dấu hiệu cho thấy ảnh hưởng của chúng đến tăng trưởng kinh tế.
4.4.2 Ước lượng các chỉ số tổng hợp
Theo phương pháp của Aizenman, Chinn, Ito (2010), tác giả đã xây dựng chỉ số tổng hợp dựa trên việc lựa chọn hai trong ba mục tiêu chính, bao gồm MI_ERS để đo lường độ đóng cửa về kinh tế, ERS_KAOPEN liên quan đến chế độ chuẩn tiền tệ, và MI_KAOPEN phản ánh chế độ tỷ giá linh hoạt.
Tiếp theo, tác giả kiểm định mối quan hệ giữa các chỉ số tổng hợp, dự trữ ngoại hối và tỷ lệ GDP Kết quả thể hiện ở bảng 4.5:
Bảng 4.5: Tác động của các định hướng chính sách đối với GDP
IR/GDP Sai số chuẩn
Nguồn: Tính toán của tác giả
Kết quả từ cột (1) đến (6) cho thấy mỗi mô hình đều phản ánh chỉ số tổng hợp và tương tác với dự trữ GDP Đặc biệt, nền kinh tế đóng (MI_ERS) không cho thấy xu hướng tác động rõ ràng nào đối với GDP.
Kiểm định tác động của bộ ba bất khả thi cho thấy rằng mức độ độc lập tiền tệ làm giảm tăng trưởng GDP, trong khi ổn định tỷ giá lại có tác động tích cực, thúc đẩy tăng trưởng GDP Ngược lại, hội nhập tài chính lại dẫn đến sự giảm sút trong tăng trưởng GDP.
Kết quả kiểm định cho thấy rằng chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt (MI_KAOPEN) ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng GDP, dẫn đến sự giảm sút trong mức tăng trưởng kinh tế.
