VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM
CHƯƠNG 2 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU
2.1. Hồi quy với dữ liệu bảng
2.2.5. Phương pháp tính các chỉ số bộ ba bất khả thi
Dựa vào những phương pháp tính các chỉ số bộ ba bất khả thi trình bày ở phần lý thuyết, để tính các chỉ số bộ ba bất khả thi về mặt thực tế, luận án chọn áp dụng phương pháp của Aizenman và cộng sự (2008) để tính chỉ số độc lập tiền tệ; phương pháp của Ito và Kawai (2012) để tính chỉ số ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính.
2.2.5.1. Chỉ số độc lập tiền tệ (MI)
Trong số các phương pháp tính chỉ số thể hiện mức độ độc lập tiền tệ trên thực tế đã được giới thiệu ở phần trước, luận án áp dụng phương pháp tính MI của các tác giả Aizenman,
Chinn và Ito (2008) cho các quốc gia trong mẫu quan sát25. Theo đó, công thức tính MI như sau:
Trong đó, ii là lãi suất của mỗi quốc gia trong mẫu nghiên cứu, ij là lãi suất của quốc gia cơ sở - lãi suất của Cục dự trữ Liên bang Mỹ (FED). Giá trị tối đa và tối thiểu của chỉ số MI tương ứng là 1 và 0. Giá trị càng tiến về 1 có nghĩa là chính sách tiền tệ càng độc lập. Dữ liệu lãi suất được sử dụng để tính toán chỉ số MI là lãi suất thị trường theo tháng của từng quốc gia và lãi suất FED theo tháng từ nguồn IFS. Chỉ số MI cũng được làm trơn (smooth) bằng cách lấy trung bình di động 3 năm liên tục cho các quan sát.
2.2.5.2. Chỉ số ổn định tỷ giá (ER)
Rất nhiều nghiên cứu trước đây cho thấy cơ chế điều hành tỷ giá trên thực tế có nhiều khác biệt so với cơ chế tỷ giá mà các quốc gia đăng ký thực hiện, tiêu biểu như nghiên cứu của Calvo và Reinhart (2002), Gosh và công sự (1997) hay Levy-Yeyati và Sturzenegger (2005), và gần đây như của Patnaik và Shah (2010). Hay trong nghiên cứu của Markiewicz (2006), tác giả đã nhận diện các nhân tố xác định cơ chế tỷ giá ở các nền kinh tế chuyển đổi26 thông qua mô hình ordered logit cho cơ chế tỷ giá chính thức (de jure) và cơ chế thực tế (de factor). Kết quả cho thấy cơ chế thực tế mô tả tốt hơn các mục tiêu tỷ giá ở các nước chuyển đổi. Điều này một lần nữa xác nhận lại những kết luận của các nghiên cứu trước. Do đó, trong luận án, nghiên cứu sinh cũng lựa chọn phương pháp đo lường mức độ ổn định tỷ giá trên thực tế cho các quốc gia, nhằm đánh giá một cách chính xác hơn mục tiêu tỷ giá ở mỗi nước.
25 Do những khó khăn trong việc thu thập dữ liệu cũng như thời kỳ quan sát không đủ dài, nên việc tính toán chỉ số độc lập tiền tệ MI theo phương pháp của Ito và Ka ai (2012) gặp nhiều khó khăn khi tính chỉ số này cho từng năm quan sát.
26 Theo phân loại của IMF năm 2000, Việt Nam và Trung Quốc là hai trong số những nền kinh tế chuyển đổi
Cụ thể, để đo lường mức độ ổn định tỷ giá của các quốc gia trong mẫu quan sát, luận án sử dụng công thức ước lượng của Ito và Kawai (2012) như đã trình bày ở phần trước:
Khác với chỉ số ổn định tỷ giá được phát triển bởi Ai enman, Chinn và Ito (đo lường ổn định tỷ giá của đồng tiền quốc gia sở tại so với quốc gia cơ sở), Ito và Ka ai đo lường ổn định tỷ giá so với một rổ các ngoại tệ. Giá trị R2 hiệu chỉnh của phương trình trên gần bằng 1 nghĩa là tỷ giá càng gần với cố định. Luận án sử dụng các biến giải thích trong mô hình ước lượng sự ổn định tỷ giá là mức độ thay đổi của đồng tiền năm quốc gia: đồng dollar Mỹ, Euro, bảng Anh, yen Nhật, và dollar Úc so với franc Thụy Sỹ (CHF). Đây là đồng tiền của các quốc gia phát triển và được sử dụng chủ yếu trong thanh toán quốc tế. Trước khi ước lượng OLS cho phương trình hồi qui được Ito và Ka ai đưa ra, để tránh hiện tượng dừng giả của số liệu và để kết quả được chính xác hơn, luận án cũng sử dụng ước lượng trượt 36 tháng. Sử dụng ước lượng trượt, như Ito và Ka ai đã phân tích, sẽ làm cho và R2 hiệu chỉnh thay đổi theo thời gian, cho thấy độ ổn định tỉ giá sẽ thay đổi theo thời gian như thế nào. Dữ liệu về tỷ giá hối đoái được lấy từ Ngân hàng Trung ương Thụy Sĩ (S iss national bank-SNB) từ năm 1999; dữ liệu tỷ giá VND so với SDR được lấy từ IFS, sau đó tính tỷ giá chéo với CHF.
2.2.5.3. Chỉ số hội nhập tài chính (FO)
Để đo lường mức độ hội nhập tài chính trên thực tế, luận án dựa vào phương pháp tính chỉ số đại diện cho mức độ hội nhập tài chính theo Ito và Kawai (2012). Công thức tính như sau:
Dữ liệu về các thành phần của tổng tài sản, nợ, dự trữ chính thức, xuất khẩu và nhập khẩu dùng trong công thức đo lường chỉ số hội nhập tài chính được lấy theo năm từ nguồn IFS.
Việc đo lường mức độ hội nhập tài chính như vậy có những ưu điểm và một số hạn chế:
Phương pháp đo lường mức độ hội nhập tài chính về mặt thực tế sẽ khắc phục được những nhược điểm của các chỉ số về mặt pháp lý như: (i) chỉ số đo lường mức độ hội nhập về mặt pháp lý chỉ cho thấy một quốc gia có áp dụng các chính sách kiểm soát vốn hay không mà chưa đánh giá được hiệu quả của các chính sách đó như thế nào trên thực tế; (ii) dễ bị tác động bởi ý muốn chủ quan của những nhà quan sát đối với các mục tiêu chính sách quốc gia; (iii) chỉ số FO về mặt pháp lý có thể ổn định trong một khoảng thời gian dài, không phản ánh kịp thời mức độ hội nhập trên thực tế, chiều hướng dòng vốn, cũng như mục đích của các giao dịch vốn.
Song bên cạnh đó, cách đo lường mức độ hội nhập tài chính trên thực tế cũng có một vài hạn chế như không phản ánh được sự ổn định về mặt chính sách, và dễ bị tác động bởi hiệu quả của những nhân tố kinh tế vĩ mô khác hơn là bản thân những chính sách liên quan đến kiểm soát vốn. Tuy nhiên, những tính toán thực tế sẽ phản ánh trực tiếp hơn mức độ hội nhập của một quốc gia như thế nào trên thị trường tài chính quốc tế. Do đó, luận án lựa chọn áp dụng phương pháp đo lường mức độ hội nhập tài chính (FO) về mặt thực tế của Ito và Ka ai (2012). Việc tính toán chỉ số FO là khó khăn nhất trong ba chỉ số vì liên quan tới chi tiết các dòng vốn vào và dòng vốn ra, nhất là khi số liệu các thành phần dòng vốn ở những quốc gia trong mẫu quan sát không được báo cáo đầy đủ trong những giai đoạn trước, đặc biệt là số liệu của Việt Nam. Điều này dẫn đến thời gian quan sát của luận án bị hạn chế (số liệu thu thập được chỉ hỗ trợ cho việc tính toán chỉ số FO từ năm 2000 đến 2012) .
2.3. Thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu
Để trả lời các câu hỏi nghiên cứu về sự lựa chọn chính sách bộ ba bất khả thi cũng như vai trò của sự lựa chọn chính sách đến các biến số kinh tế vĩ mô, luận án đã nghiên cứu vấn đề này cho một nhóm 10 quốc gia Châu Á (bao gồm Việt Nam) với những điểm tương đồng để có thể so sánh. Trong đó bao gồm bảy nước đang phát triển (Trung Quốc, Ấn Độ, Indonesia,
Malaysia, Phillipine, Thái Lan, Việt Nam) và ba nước thu nhập cao (Hong Kong, Singapore, Hàn Quốc – theo danh sách của IMF và tiêu chí phân loại của Worldbank)27. Thời kỳ nghiên cứu từ năm 2000 đến 2012. Như vậy, dữ liệu bảng sẽ bao gồm 130 quan sát, dạng bảng cân đối.
Thống kê mô tả về các biến cơ sở trong mô hình được thể hiện trong bảng 2.3.
27 Việc phân loại các quốc gia dựa vào The World Bank, September 2012 và ebsite của Viện thống kê quốc tế - http://www.isi-web.org/component/content/article/5-root/root/81-developing.
Bảng 2.3: Thống kê mô tả các biến cơ sở trong mô hình
Tên biến Trung
bình
Trung vị Độ lệch chuẩn
GT Nhỏ nhất
GT Lớn nhất
Số quan sát
MI 0,4047 0,3999 0,1473 0,0317 0,7414 130
ER 0,6071 0,6750 0,3242 0,0700 1 130
FO 0,6319 0,5796 0,2475 0,2152 1 130
Tăng trưởng TB 0,0434 0,0385 0,0277 -0,0103 0,1211 130 Biến động tăng trưởng 0,0217 0,0147 0,0194 0,0004 0,0952 130 Lạm phát trung bình 109,340 104,660 22,850 65,782 213,922 130 Biến động lạm phát 4,3289 3,2095 3,8317 0,3449 21,6075 130
Dự trữ 0,3861 0,2800 0,2927 0,0798 1,2051 130
Khủng hoảng 0,3846 0 0,4884 0 1 130
FDI 0,0611 0,0313 0,0849 -0,0276 0,3865 130
FPI 0,0099 0,0057 0,0448 -0,1699 0,2736 130
TDS 13,7884 7,2335 14,2068 0,0107 53,1071 130
Nợ ngắn hạn 28,7719 27,6671 12,2335 10,0589 72,0109 130 Dòng vốn khác 0,0693 0,1087 0,2442 -0,5904 0,6982 130 TN tương đối 0,3306 0,1704 0,3359 0,0449 1,1112 130 TN tương đối bp 0,2213 0,0279 0,3449 0,0020 1,2348 130 Độ mở TM 131,282 95,601 101,557 18,981 367,806 130
TOT -0,0708 -0,0625 0,4327 -1,7403 2,2156 130
Chính sách tài khóa 0,1214 0,2823 0,8054 -0,9999 0,9999 130
M2 4,5894 11,0333 6,2199 0,6028 44,6230 130
Tín dụng tư nhân 90,8515 102,000 45,7004 19,900 202,100 130 Lãi suất Mỹ 3,0384 2,800 1,6989 0,9000 6,9000 130 Khe hổng sản lượng TG -281,788 -884,256 2094,322 -3230,004 4063,314 130
Oil -0,0218 0,0096 0,1855 -0,2939 0,2121 130
Thất nghiệp trung bình 4,8294 4,1000 2,3839 0,6583 11,5333 130 Nguồn: tổng hợp và tính toán từ nguồn IMF, WB