tiền gửi VND ở mức thấp, cụ thể kỳ hạn dưới 12 tháng là 3% và kỳ hạn từ 12 tháng trở lên là 1% nhằm thực hiện nghị quyết của Chính phủ về việc giảm lãi suất cho vay. Bên cạnh đó, NHNN cũng ban hành thông tư số 20/2010/TT-NHNN nhằm giảm tỷ lệ dự trữ bắt buộc cho các TCTD cho vay phát triển nông nghiệp, nông thôn. Trong năm 2010 đã có 4 TCTD được giảm tỷ lệ dự trữ bắt buộc theo thông tư số 20/2010/TT-NHNN với tổng số tiền phải dự trữ bắt buộc giảm khoảng 2.200 tỷ VND. Việc giảm tỷ lệ dự trữ bắt buộc như trên làm cho số nhân tiền tệ MM tăng ( từ 4.5 đầu năm 2010 lên 5.7 vào quý III năm 2011). NDA của NHNN tăng cộng với số nhân tiền tệ MM tăng đã làm lạm phát tăng trong năm 2011.
Diễn biến tốc độ vòng quay tiền tệ và độ lệch sản lượng
tại Việt Nam từ Q1/2004 đến Q2/2017
4
3
2
1
0
-1
-2
-3
V (%)
Y ( Tỷ VND)
Độ lệch sản lượng Y và tốc độ vòng quay tiền tệ V cũng tác động cùng chiều với lạm phát trong dài hạn. Tương tự như hai biến mm và NDA*, kết quả này cũng phù hợp vớ giả thuyết nghiên cứu và tình hình kinh tế Việt Nam. Từ năm 2014 đến năm 2017, tốc độ vòng quay tiền tệ biến động không nhiều, còn độ lệch sản lượng thay đổi phức tạp ( Hình 4.18)
2004Q1
2004Q3
2005Q1
2005Q3
2006Q1
2006Q3
2007Q1
2007Q3
2008Q1
2008Q3
2009Q1
2009Q3
2010Q1
2010Q3
2011Q1
2011Q3
2012Q1
2012Q3
2013Q1
2013Q3
2014Q1
2014Q3
2015Q1
2015Q3
2016Q1
2016Q3
2017Q1
Hình 4.18. Diễn biến tốc độ vòng quay tiền tệ và độ lệch sản lượng tại Việt Nam từ Q1/2004 đến Q2/2017
Nguồn : IFS (2018) và tính toán của tác giả
Tuy biến động không nhiều nhưng tốc độ vòng quay tiền tệ V ở giai đoạn cuối ( từ 2015 đến 2017) có xu hướng giảm nhẹ. Tốc độ vòng quay tiền tệ giảm do mức tăng của GDP thấp hơn mức tăng của tổng phương tiện thanh toán, nhu cầu trao đổi của nền kinh tế giảm. Lạm phát năm 2015 cũng giảm xuống mức kỷ lục, thấp nhất trong vòng 15 năm trước đó. Độ lệch sản lượng biến động phức tạp, trong đó tăng mạnh vào giai đoạn 2007
-2008. Cùng với thời điểm trên, lạm phát trong nước cũng tăng, diễn biến phức tạp.
200
150
100
50
0
Axis Title
Tỷ lệ đô la hóa (%)
Tốc độ phát triển chỉ số giá tiêu dùng (%)
%
2004Q1
2004Q3
2005Q1
2005Q3
2006Q1
2006Q3
2007Q1
2007Q3
2008Q1
2008Q3
2009Q1
2009Q3
2010Q1
2010Q3
2011Q1
2011Q3
2012Q1
2012Q3
2013Q1
2013Q3
2014Q1
2014Q3
2015Q1
2015Q3
2016Q1
2016Q3
2017Q1
Trong suốt thời gian qua, đô la hóa luôn là một vấn đề được NHNN quan tâm và thực hiện nhiều biện pháp để chống đô la hóa nền kinh tế bởi những tác hại của nó đến kinh tế vĩ mô. Đô la hóa tăng, ngoại tệ được sử dụng phổ biến sẽ làm cho người dân mất niềm tin vào VND. Nền kinh tế sẽ phụ thuộc nhiều vào chính sách tiền tệ nước ngoài vì NHNN không có chức năng phát hành ngoại tệ. Về dài hạn, đô la hóa tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế, gây khó khăn trong việc điều hành chính tiền tệ, chính sách tỷ giá và sự an toàn của hệ thống ngân hàng (Trần Văn Hùng & Lê Thị Mai Hương, 2014). Từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017, sau 13 năm, tỷ lệ đô la hóa đã giảm từ 24% xuống 0.9% ( Hình 4.19). Cho đến nay, có thể nói quá trình chống đô la hóa nền kinh tế của NHNN đã thành công, đem lại kết quả nhất định.
Hình 4.19. Diễn biến đô la hóa và chỉ số giá tiêu dùng từ quý I/2004 đến quý II/2017.
Nguồn : IFS (2018) và tính toán của tác giả
Xét về mối liên hệ giữ đô la hóa và lạm phát, kết quả ước lượng cho thấy đô la hóa tác động đến lạm phát trong ngắn hạn và trong dài hạn, đô la hóa tác động ngược chiều với lạm phát. Hay nói một cách khác, trong dài hạn, đô la hóa giảm thì sẽ làm cho lạm phát tăng. Điều này cũng phù hợp với diễn biến thực trạng đô la hóa và lạm phát ở Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu .Theo hình 4.19, so với năm gốc 2010, từ năm 2004 đến nay, chỉ số giá tiêu dùng luôn luôn luôn có xu hướng tăng, trong khi đó, tỷ lệ đô la hóa lại có xu hướng giảm. Theo lý thuyết, khi nền kinh tế có đô la hóa một phần, đô la hóa tăng sẽ làm cho lạm phát tăng hoặc giảm tùy trường hợp. Tại Việt Nam, kết quả nghiên cứu thực nghiệm ở đây cho thấy kết quả đô la hóa tác động ngược chiều với lạm phát . Kết quả nghiên cứu ngược lại với kết luận của Yeyati (2006), Bahmani & Domac (2003) và đồng quan điểm với nghiên cứu của Berg & ctg (2003), Gruben & Mcleod (2004), Reinhart & ctg (2003). Điều này là do khi đô la hóa giảm, việc nắm giữ ngoại tệ của người dân sẽ giảm15. Do đó, họ có thể bán lại ngoại tệ cho TCTD, chuyển từ hình thức tích trữ ngoại tệ sang nội tệ. Khi đó, các TCTD có thể bán lại ngoại tệ cho NHNN làm cho tích lũy dự trữ ngoại hối của NHNN tăng lên. Kết quả tác động đô la hóa đến tích lũy dự trữ ngoại hối tại Việt Nam cũng được thể hiện trong kết quả nghiên cứu ở mô hình ước lượng hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam ở phần
4.3.2.2. Khi tích lũy dự trữ ngoại hối tăng lại làm cho lạm phát tăng do tác động cùng chiều của tích lũy dự trữ ngoại hối lên lạm phát như kết luận về mối liên hệ này ở trên.
15 Hiện tượng này thể hiện rõ kể từ sau chính sách lãi suất 0% đối với tiền gửi USD được NHNN áp dụng.
4.3.2. Kết quả nghiên cứu về hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa
4.3.2.1.Kiểm định tính dừng của dữ liệu nghiên cứu
Trước khi thực hiện ước lượng 2SLS, với dữ liệu chuỗi thời gian, tác giả tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị để đảm bảo các chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng. Ba phương pháp được sử dụng để kiểm định nghiệm đơn vị là Augmentd Dickey – Fuller (ADF) , Phillips
– Perron (PP) và Dicky Fuller Generalized Least Square (DFGLS). Đối với các biến không lấy sai phân, tác giả kiểm định cả trường hợp có hệ số chặn và xu thế. Đối với các biến lấy sai phân (detla), do tính xu thế của chuỗi đã bị loại trừ nên tác giả không xét đến trường hợp có hệ số chặn và xu thế. Kết quả được thể hiện ở các bảng dưới đây:
Bảng 4.15. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF mô hình 2
Trị thống kê t | ||||
Không có hệ số chặn | Có hệ số chặn | Có hệ số chặn và xu thế | ||
NDA* t | -7.53(***) | -7.73(***) | - | |
NFA* t | -2.06(**) | -10.63(***) | - | |
mmt | -7.34(***) | -8.11(***) | - | |
CPIt-1 | -2.59(**) | -4.17(***) | - | |
Yt-1 | -3.38(***) | -3.33(**) | -3.37(*) | |
CAt-1 | -5.56(***) | -5.53(***) | -5.71(***) | |
DLt_1 | -6.14(***) | -6.66(***) | - | |
(r* +Ee ) t t+1 | -3.41(***) | -3.38(**) | - | |
(d1-1)r,t-1 | -5.74(***) | -5.89(***) | -5.86(***) | |
(d2-1)e,t-1 | -6.92(***) | -6.85(***) | -6.80(***) | |
Giá trị tới hạn | Mức ý nghĩa | 1% | 5% | 10% |
Không có hệ số chặn | -2.61 | -1.94 | -1.61 | |
Có hệ số chặn | -3.56 | -2.91 | -2.59 | |
Có hệ số chặn và xu hướng | -4.14 | -3.5 | -3.11 | |
Có thể bạn quan tâm!
-
Diễn Biến Nfa, Nda Và M2 Giai Đoạn Sau Khủng Hoảng Tài Chính Toàn Cầu -
Lợi Nhuận Và Lỗ Của Nhtw Hàn Quốc Từ Năm 2000 Đến Năm 2009 -
Kết Quả Kiểm Định Nghiệm Đơn Vị Theo Pp Mô Hình 1 -
Diễn Biến Đô La Hóa Và Dự Trữ Ngoại Hối Của Nhnn Từ Quý I/2004 Đến Quý Ii/2017 -
Tăng Cường Tích Lũy Dự Trữ Ngoại Hối Và Chống Đô La Hóa Nền Kinh Tế -
Ảnh hưởng tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát và hoạt động can thiệp trung hòa của ngân hàng nhà nước Việt Nam - 18
Xem toàn bộ 184 trang tài liệu này.
Ghi chú: (***): Mức ý nghĩa 1% ; (**): Mức ý nghĩa 5% ; (*): Mức ý nghĩa 10%
Nguồn : Tính toán của tác gi
Bảng 4.16. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo PP mô hình 2
Trị thống kê t | ||||
Không có hệ số chặn | Có hệ số chặn | Có hệ số chặn và xu thế | ||
NDA* t | -7.53(***) | -7.73(***) | - | |
NFA* t | -6.29(***) | -6.87(***) | - | |
mmt | -8.92(***) | -12.09(***) | - | |
CPIt-1 | -1.7(*) | -2.8(*) | - | |
Yt-1 | -3.65(***) | -3.62(***) | -3.51(**) | |
CAt-1 | -5.62(***) | -5.60(***) | -5.72(***) | |
DLt_1 | -6.10(***) | -10.58(***) | - | |
(r* +Ee ) t t+1 | -3.49(***) | -3.46(**) | - | |
(d1-1)r,t-1 | -5.88(***) | -6.02(***) | -5.99(***) | |
(d2-1)e,t-1 | -6.91(***) | -6.84(***) | -6.78(***) | |
Giá trị tới hạn | Mức ý nghĩa | 1% | 5% | 10% |
Không có hệ số chặn | -2.60 | -1.94 | -1.61 | |
Có hệ số chặn | -3.56 | -2.91 | -2.59 | |
Có hệ số chặn và xu hướng | -4.14 | -3.49 | -3.17 | |
Ghi chú: (***): Mức ý nghĩa 1% ; (**): Mức ý nghĩa 5% ; (*): Mức ý nghĩa 10%
Nguồn : Tính toán của tác giả
Bảng 4.17 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo DFGLS mô hình 2
Trị thống kê t | ||||
Có hệ số chặn | Có hệ số chặn và xu thế | |||
NDA* t | -7.62(***) | - | ||
NFA* t | -2.45(*) | - | ||
MMt | -0.60 | - | ||
CPIt-1 | -4.03(***) | - | ||
Yt-1 | -2.18(*) | -2.87 | ||
CAt-1 | -5.57(***) | -5.76(***) | ||
DLt_1 | -6.10(***) | - | ||
(r* +Ee ) t t+1 | -3.4(***) | - | ||
(d1-1)r,t-1 | -5.86(***) | -5.93(***) | ||
(d2-1)e,t-1 | -6.85(***) | -6.91(***) | ||
Giá trị tới hạn | Mức ý nghĩa | 1% | 5% | 10% |
Có hệ số chặn | -2.61 | -1.94 | -1.61 | |
Có hệ số chặn và xu hướng | -3.76 | -3.18 | -2.88 | |
Ghi chú : Ghi chú: (***): Mức ý nghĩa 1% ; (**): Mức ý nghĩa 5% ; (*): Mức ý nghĩa 10%
Nguồn : Tính toán của tác giả Kết quả cho thấy với 2 phương pháp ADF và PP, tất cả các biến đều dừng khi xét các trường hợp không có hệ số chặn, có hệ số chặn đối với các biến lấy sai phân và có hệ số chặn và xu thế đối với các biến dừng ở chuỗi gốc. Với phương pháp DFGSL, chỉ có biến MM là không dừng, tất cả các biến còn lại đều dừng với các mức ý nghĩa 1%, 5%
hoặc 10%. Như vậy, nhìn chung, các chuỗi dữ liệu sử dụng là chuỗi dừng và thỏa điều kiện để thực hiện các ước lượng tiếp theo.
4.3.2.2. Kết quả ước lượng và thảo luận
Sau khi kiểm định nghiệm đơn vị, tác giả thực hiện ước lượng mô hình với ước lượng 2SLS. Để đánh giá độ tin cậy của mô hình, tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định tự tương quan (Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test), phương sai thay đổi (Heteroskedasticity Test) và kiểm định tính dừng của phần dư (ADF test). Kết quả cho thấy phương trình (3.6) không có tự tương quan, phương trình (3.7) có tự tương quan bậc 1 nên quá trình AR(1) được bổ sung vào phương trình để khắc phục hiện tượng tự tương quan. Cả hai phương trình đều không có phương sai thay đổi và phần dư đều dừng. Như vậy, mô hình sử dụng là tin cậy.
Tiếp theo, luận án xem xét số tương quan (correllation) phần dư của hai phương trình trong hệ phương trình đồng thời sau khi ước lượng 2SLS để xem xét có sử dụng tiếp ước lượng 3SLS hay không16. Sau khi hồi quy 2 phương trình trong hệ phương trình đồng thời với ước lượng 2SLS, tác giả tính hệ số tương quan (correllation) của phần dư của phương trình (3.6) và phương trình (3.7), kết quả thu được hệ số tương quan là 0,28 (gần về giá trị 0 hơn 1) (Bảng 4.18)
16 Hệ số tương quan các phần dư của các phương trình trong hệ phương trình đồng thời trong các nghiên cứu của Brissimis& ctg (2002) và Ouyang & Rajan (2011) lần lượt là : 0.82 và 0.9. Vì vậy, sau khi thực hiện ước lượng 2SLS, các nghiên cứu tiếp tục thực hiện ước lượng 3SLS để khắc phục hiện tượng tự tương quan của phần dư.
Bảng 4. 18. Ma trận hệ số tương quan các phần dư
Giá trị P | u*t | v*t |
U*t | 1.000000 | |
---- | ||
V*t | 0.288568 | 1.000000 |
0.0361 | ----- |
Nguồn : Tính toán của tác giả Kết quả cho thấy phần dư của 2 phương trình không tương quan. Do đó, ước lượng 2SLS là phù hợp để ước lượng hệ phương trình đồng thời và không cần ước lượng 3SLS giống như trong nghiên cứu của Brissimis & ctg (2002) và Ouyang & Rajan (2011) để
khắc phục hiện tượng tự tương quan của phần dư.
Kết quả ước lượng hệ số can thiệp trung hòa (Phương trình 3.6) và hệ số bù đắp (Phương trình 3.7) được thể hiện ở Bảng 4.19
Bảng 4.19. Kết quả ước lượng hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp
Phương trình (3.6) | Phương trình (3.7) | |
NDA* t | - | -0.880***(0.122) |
NFA* t | -0.680***(0.149) | - |
MMt | -0.395***(0.045) | -0.372***(0.037) |
CPIt-1 | -0.064(0.153) | -0.161(0.118) |
Yt-1 | -0.245(0.332) | -0.386(0.261) |
CAt-1 | -0.046(0.073) | 0.098**(0.032) |
(r* +Ee ) t t+1 | 0.034(0.147) | 0.172(0.123) |
DLt-1 | -0.015(0.059) | -0.145**(0.067) |
KH | 0.046(0.283) | 0.527***(0.135) |
(d1-1)r,t-1 | -0.231*(0.132) | - |
(d2-1)e,t-1 | - | -0.818(0.518) |
AR(1) | - | -0.305***(0.114) |
R2 | 0.920 | 0.933 |
SE | 0.023 | 0.023 |
Correlation LM Test ( P_vaule ) | 0.714 | 0.172 |
Heteroskedasticity Test: ( P _ value ) | 0.119 | 0.98 |
Kiểm định ADF Test của phần dư | -7.808*** | -7.24(***) |
Ghi chú : (***) : Mức ý nghĩa 1% ; (**) : Mức ý nghĩa 5% ; (*) : Mức ý nghĩa 10% Số liệu trong dấu ( ) là sai số chuẩn
Nguồn: Tính toán của tác giả
Kết quả nghiên cứu được phân tích theo ba nội dung chính. Một là nhận xét chung về hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN thông qua hệ số can thiệp trung hòa (1) và hệ số bù đắp (1). Hai là nhận xét về các biến kiểm soát trong mô hình ước lượng. Ba là
nhận xét về diễn biến các hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp thông qua ước lượng cuốn chiếu các hệ số.
Kết quả ước lượng hàm phản ứng tiền tệ ở Bảng 4.11 cho thấy hệ số can thiệp trung hòa trong giai đoạn từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017 là 68% với mức ý nghĩa 1%. Như vậy, cứ 1% tăng lên của NFA thì NHNN có thể điều chỉnh giảm 68% NDA, còn lại 32% không trung hòa được. Điều này có thể dẫn đến sự mở rộng cung tiền, ảnh hưởng đến lạm phát khi NHNN thực hiện tích lũy dự trữ ngoại hối thông qua can thiệp mua trên thị trường. Bên cạnh đó, kết quả ước lượng hàm chu chuyển vốn ở Bảng 4.11 cho thấy hệ số bù đắp trong gia đoạn nghiên cứu là 88% với mức ý nghĩa 1%. Theo đó, cứ 1% giảm xuống của NDA lại làm NFA tăng 88%. Điều này chứng tỏ mức độ độc lập thấp về chính sách tiền tệ trong việc trung hòa các dòng vốn vào.
So với các nghiên cứu trước đo lường hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam giai đoạn trước, hệ số can thiệp trung hòa ở nghiên cứu này có giá trị cao hơn, có phần được cải thiện so với giai đoạn trước. Kết quả nghiên cứu của Phạm Thị Tuyết Trinh & Nguyễn Thị Hồng Vinh (2011) cho thấy, can thiệp trung hòa ở Việt Nam giai đoạn từ quý III/2000 đến quý III/2010 chưa đạt hiệu quả với hệ số can thiệp khá thấp (- 24%). Theo nghiên cứu của Phạm Thị Hoàng Anh & Bùi Duy Phú (2013), NHNN mới chỉ trung hòa một phần tác động của can thiệp trên thị trường ngoại hối tới khối lượng tiền cơ sở trong giai đoạn từ tháng 8/2005 đến tháng 9/2012 với mức độ can thiệp là 41,5% tác động trễ một tháng. Theo Đặng Văn Dân (2005), can thiệp trung hòa của NHNN giai đoạn từ năm 2000 đến năm 2013 vẫn còn đang gặp khó khăn.
Hiệu quả can thiệp trung hòa dần dần được cải thiện vì công cụ sử dụng can thiệp trung hòa ngày càng phát huy tác dụng. Để thực hiện can thiệp trung hòa theo nghĩa hẹp, công cụ chủ yếu được NHTW các nước sử dụng là nghiệp vụ thị trường mở (OMO). Tại Việt Nam, tháng 7/2000, thị trường mở Việt Nam chính thức đi vào hoạt động với phiên giao dịch đầu tiên. Từ đó đến nay, NHNN đã không ngừng cải thiện hoạt động OMO về
nhiều mặt, làm cho OMO trở thành một công cụ chủ chốt của Chính sách tiền tệ để điều hòa vốn khả dụng của TCTD, góp phần kiểm soát lạm phát.
Hệ số bù đắp của Việt Nam giai đoạn qua cũng rất cao. Điều đó chứng tỏ Việt Nam đã tự do hóa các giao dịch vốn, làm cho dòng vốn vào phản ứng mạnh với những thay đổi điều kiện tiền tệ trong nước. Tuy nhiên, điều này lại chứng tỏ Việt Nam mở cửa cho dòng vốn vào nhưng chưa có biện pháp kiểm soát thích hợp, làm cho chúng biến động mạnh. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Hạ Thị Thiều Dao (2010) khi phân tích về mức độ kiểm soát dòng vốn ngắn hạn vào và ra thị trường chứng khoán Việt Nam. Hệ số can thiệp trung hòa khá cao nhưng hệ số bù đắp cũng cao chứng tỏ hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN chưa hiệu quả. Can thiệp trung hòa chỉ hiệu quả khi hệ số can thiệp trung hòa cao và hệ số bù đắp thấp.
Về các biến kiểm soát, trong phương trình (3.6) hầu như hệ số của các biến này đều không có ý nghĩa thống kê, ngoại trừ hệ số của biến số nhân tiền tệ (MM) và hệ số của biến biến động lãi suất và đều có tác động âm đến NDA. Điều này chứng tỏ để đối phó với sự mở rộng cung tiền bằng sự tăng lên của số nhân tiền tệ, NHNN thực thi chính sách tiền tệ thắt chặt. Bên cạnh đó, NHNN cũng đã sử dụng các công cụ tiền tệ như OMO để ổn định lãi suất khi nó biến động. Các biến không có ý nghĩa thống kê chứng tỏ rằng NHNN chưa phản ứng kịp thời với sự thay đổi của các yếu tố vĩ mô trong nền kinh tế trong và ngoài nước (lạm phát, độ lệch sản lượng, đô la hóa, cán cân vãng lai, kỳ vọng lãi suất nước ngoài và tỷ giá trong nước, khủng hoảng). Điều này có thể do NHNN chưa hoàn toàn độc lập để thực hiện chính sách tiền tệ nên không chủ động phản ứng với những thay đổi tức thời của nền kinh tế. Theo Lybek (2004), mức độ độc lập của NHTW được chia thành bốn cấp độ: (i) Độc lập trong thiết lập mục tiêu hoạt động; (ii) Độc lập trong thiết lập chỉ tiêu hoạt động; (iii) Độc lập trong lựa chọn công cụ điều hành và (iv) Độc lập tự chủ hạn chế. NHNN Việt Nam hiện nay đang ở mức độc lập thứ tư và đây là mức độc lập thấp nhất của NHTW đối với chính phủ ( Nguyễn Hương Giang, 2010). Vì vậy, hiệu quả điều hành hoạt động tiền tệ nói chung chưa cao. Mặc dù là NHTW của