Mô Hình Nghiên Cứu Đánh Giá Hiệu Quả Can Thiệp Trung Hòa Của Nhnn Việt Nam

d(lnMs) + d(lnV) = d(lnP)+ d(lnY)

Suy ra: 𝑑(𝑀𝑠 ) + 𝑑(𝑉) = 𝑑(𝑃) + 𝑑(𝑌)

(3.2)

𝑀𝑠 𝑉

Hơn nữa, ta có :

𝑃 𝑌

Ms = mm.MB và MB = NDA + NFA

Suy ra: 𝑑(𝑀𝑠 ) = 𝑑(𝑚𝑚) + 𝑑(𝑁𝐷𝐴+𝑁𝐹𝐴)

𝑀𝑠

𝑚𝑚

𝑁𝐷𝐴+𝑁𝐹𝐴

Suy ra : 𝑑(𝑀𝑠 ) = 𝑑(𝑚𝑚) + 𝑁𝐹𝐴 . 𝑑(𝑁𝐹𝐴) + 𝑁𝐷𝐴 . 𝑑(𝑁𝐷𝐴) (3.3)

𝑀𝑠

𝑚𝑚

𝑀𝐵

𝑁𝐹𝐴

𝑀𝐵

𝑁𝐷𝐴

Thế (3.3) vào (3.2) ta được :

𝑑(𝑚) + 𝑁𝐹𝐴 . 𝑑(𝑁𝐹𝐴) + 𝑁𝐷𝐴 . 𝑑(𝑁𝐷𝐴) + 𝑑(𝑉) = 𝑑(𝑃) + 𝑑(𝑌)

𝑚

Suy ra:

𝑀𝐵

𝑁𝐹𝐴

𝑀𝐵

𝑁𝐷𝐴

𝑉 𝑃 𝑌

𝑑(𝑃) = 𝑁𝐹𝐴 . 𝑑(𝑁𝐹𝐴) + 𝑁𝐷𝐴 . 𝑑(𝑁𝐷𝐴) + 𝑑(𝑚𝑚) + 𝑑(𝑉) - 𝑑(𝑌)

(3.4)

𝑃 𝑀𝐵

𝑁𝐹𝐴

𝑀𝐵

𝑁𝐷𝐴

𝑚𝑚

𝑉 𝑌

Phương trình (3.4) chỉ rõ mối quan hệ giữa tích lũy dự trữ ngoại hối và lạm phát. Khi

NHTW tích lũy dự trữ ngoại hối làm cho NFA thay đổi (𝑁𝐹𝐴 ∗ 𝑑(𝑁𝐹𝐴)) mà không có hoạt

𝑀𝐵 𝑁𝐹𝐴

động nào làm trung hòa tác động đó trên thị trường tiền tệ thì sẽ dẫn đến sự gia tăng của mức giá trong nền kinh tế. Phương trình trên cho thấy mức giá trong nền kinh tế phụ thuộc vào sự thay đổi của NDA, NFA, số nhân tiền tệ (mm), sản lượng nền kinh tế (Y) và tốc độ vòng quay tiền tệ (V).

Bên cạnh đó, để xem xét tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát trong điều kiện nền kinh tế có đô la hóa, tác giả bổ sung biến đô la hóa vào mô hình nghiên cứu vì lý do sau. Trong trường hợp tiếp cận lạm phát theo quan điểm tiền tệ, lạm phát là một hiện tượng tiền tệ, việc không đề cập đến đô la hóa sẽ đánh lừa các nhà hoạch định chính sách khi họ quyết định các chính sách liên quan đến kiểm soát lạm phát. Nhiều nhà nghiên cứu đã bao gồm cả đô la hóa khi nghiên cứu về lạm phát (Mengesha & Holmes, 2015). Giữa đô la hóa và lạm phát có mối liên hệ với nhau tùy theo mức độ đô

la hóa5. Hầu hết các nước đang phát triển có hình thức đô la hóa một phần. Trong thập kỷ qua, đô la hoá vẫn là hiện tượng phổ biến ở các nước đang phát triển và các nền kinh tế đang chuyển đổi, trong đó có Việt Nam (Nguyễn Thị Hồng, 2012). NHNN đã thực hiện nhiều biện pháp để chống đô la hóa. Đây là một đặc điểm nổi bật liên quan đến cấu trúc nền kinh tế Việt Nam cần được xem xét tới khi đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến lạm phát.

Như vậy, mô hình nghiên cứu lý thuyết như sau: P = f(NFA, NDA, mm,V, Y, DL) (3.5)

Trong đó DL là tỷ lệ đô la hóa nền kinh tế.

Kỳ vọng dấu của các biến trong phương trình 3.5 như sau:

NFA tăng làm ảnh hưởng đến lạm phát theo cơ chế tác động đã nêu ở phần 2.2.1 nên kỳ vọng NFA tác động dương đến lạm phát.

NDA hoặc mm tăng làm cung tiền tăng do đó làm cho lạm phát tăng. Vì vậy, NDA và mm đều kỳ vọng tác động dương đến lạm phát.

Độ lệch sản lượng Y tăng, chứng tỏ nền kinh tế đang tăng trưởng, làm cho lạm phát có xu hướng tăng. Vì vậy, kỳ vọng độ lệch sản lượng Y tác động dương đến lạm phát.

Tốc độ vòng quay tiền tệ V càng tăng chứng tỏ sức mua nền kinh tế càng tăng, nhu cầu trao đổi nhiều, do đó tổng cầu tăng làm lạm phát tăng. Vì vậy, kỳ vọng tốc độ vòng quay tiền tệ tác động dương đến lạm phát.

Đô la hóa tác động cùng chiều hoặc ngược chiều đến lạm phát tùy trường hợp (Xem phần 2.1.3.6). Do đó, đô la hóa được kỳ vọng tác động dương hoặc tác động âm đến lạm phát.

5 Xem phần 2.1.3.6. Mối liên hệ giữa đô la hóa với lạm phát và tích lũy dự trữ ngoại hối.

3.2.2. Mô hình nghiên cứu đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam

Như trên đã phân tích, vì những hạn chế của hướng tiếp cận thứ nhất, để đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa tại Việt Nam, bài viết tiếp cận theo hướng thứ hai bằng cách sử dụng hệ phương trình đồng thời có dạng như hệ phương trình (2.22) ở trên. Để xác định các biến kiểm soát X1, X2 trong hệ phương trình đồng thời áp dụng trong điều kiện nền kinh tế Việt Nam, bài viết kế thừa và bổ sung mô hình nghiên cứu của Brissimis & ctg (2002) và Ouyang & Rajan (2011). Nghiên cứu kế thừa các mô hình trên vì trước hết, là đây là mô hình được hầu hết các nghiên cứu sử dụng để đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa của các nước thị trường mới nổi trong thời gian qua (Wang, 2010; Ljubaj & ctg, 2010; Ouyang & ctg 2010;…) Hơn nữa, các mô hình trên được xây dựng với những mục tiêu tối thiểu hóa hàm tổn thất của NHTW nhìn chung là phù hợp với những mục tiêu quản lý tiền tệ của NHNN Việt Nam, giảm thiểu tối đa những hạn chế hoạt động nền kinh tế.

Kế thừa mô hình nghiên cứu của Brissimis & ctg (2002) và Ouyang & Rajan (2011), tác giả xác định hàm tổn thất của NHNN phù hợp với mục tiêu điều hành chính sách tiền tệ của NHNN Việt Nam. Sau đó, tác giả điều chỉnh biến lạm phát trong hàm tổn thất bằng cách thêm tác động của đô la hóa đến lạm phát. Việc kiểm soát lạm phát là một mục tiêu chính trong quản lý chính sách tiền tệ của NHNN Việt Nam. Để đạt được mục tiêu cuối cùng, trong điều kiện Việt Nam, lạm phát còn bị ảnh hưởng bởi cấu trúc nền kinh tế có đô la hóa. Đô la hóa gây ảnh hưởng nhiều đến việc quản lý tiền tệ của NHNN xét trên nhiều mặt (Goujon, 2006). Đô la hóa đem lại nhiều thách thức cho việc điều hành chính sách tiền tệ của NHNN Việt Nam (xem phần 2.1.3.4) Do đó, đô la hóa gây ảnh hưởng đến hiệu quả điều hành chính sách tiền tệ và như thế cũng ảnh hưởng đến hiệu quả chính sách can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam.

Bên cạnh đó, trong giai đoạn nghiên cứu, trên thế giới đã xảy ra cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu từ năm 2007 đến 2008. Đây là một cuộc khủng hoảng nghiêm trọng

nhất kể từ cuộc đại suy thoái những năm 1930. Một số định chế tài chính nổi tiếng trên thế giới bị thu hẹp hoặc bị quốc hữu hóa, trong khi nhiều định chế tài chính khác chỉ tồn tại với sự hỗ trợ của nhà nước. Cuộc khủng hoảng đã ảnh hưởng đến các trung tâm tài chính lớn trên toàn thế giới (Reinhart & Rogoff 2009). Mặc dù các nước đang phát triển không gây ra khủng hoảng, nhưng rõ ràng là những quốc gia này cũng chịu ảnh hưởng bởi tác động của khủng hoảng (Lin, 2008). Khủng hoảng tác động đến các nước đang phát triển qua nhiều kênh khác nhau. Chẳng hạn khủng hoảng làm ảnh hưởng đến xuất khẩu về giá trị và khối lượng ở các nước đang phát triển (Meyn & Kennan, 2009). Để giảm bớt tác động của khủng hoảng, chống suy thoái kinh tế, chính phủ các nước đã kết hợp thực hiện những chính sách khác nhau như chính sách tài khóa hay chính sách tiền tệ (Stone & Cox, 2008; Schiller, 2011;…)6 hoặc các biện pháp nhằm tránh những tác động trái chiều của dòng vốn như mua vào lượng ngoại tệ thặng dư, xác định đúng giá trị của đồng tiền. Như vậy, chính sách tiền tệ trong giai đoạn khủng hoảng cũng bị ảnh hưởng, làm ảnh hưởng đến hiệu quả các hoạt động điều hành tiền tệ của NHTW, và do đó ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa. Để đánh giá tác động của khủng hoảng đến hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam, tác giả sử dụng biến giả là KH với giá trị bằng 1 cho dữ liệu từ năm 2007 - 2008 và bằng 0 cho những năm còn lại trong giai đoạn nghiên cứu.

1

t

2

t

3

t-1

4

t-1

5

t-1

6

t

Như vậy, hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN được đánh giá bằng hệ phương trình đồng thời dưới đây:

t

0

NDA* = 

+NFA* + Dmm

+DCPI

+  Y

+  CA

+  (r* +

Etet+1) + 7DDLt-1+8KH +9(d1-1)r,t-1+ 10ut (3.6)

t

0

NFA* = 

+NDA* + mm +CPI

+  Y

+  CA

+  (r* + E e ) +

1

t

2

t

3

t-1

4

t-1

5

t-1

6

t

t

t+1

7DLt-1+ 8KH + 9(d2-1)e,t-1 + 10vt (3.7)

6 Trích lại từ Hạ Thị Thiều Dao (2012).

Trong đó: mm: Số nhân tiền tệ; CPI: Lạm phát; Y: Độ lệch sản lượng; CA: Cán cân vãng lai; r* + Ee: Lãi suất nước ngoài và kỳ vọng tỷ giá danh nghĩa; DL: Đô la hóa;r: biến động lãi suất; e: biến động tỷ giá.

Các biến kiểm soát tác động đến NDA và NFA trong phương trình (3.6) và (3.7) như sau:

Khi số nhân tiền tệ (mm) tăng, cung tiền trong nước tăng, NHTW thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt, làm NDA giảm (2 kỳ vọng <0). Bên cạnh đó, dòng vốn có xu hướng chảy ra nước ngoài do lãi suất giảm, làm cho NFA giảm (2 kỳ vọng <0).

Khi lạm phát (CPI) tăng, để kiềm chế lạm phát, NHTW lại thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt, làm NDA giảm (3 kỳ vọng < 0). Khi lạm phát cao, đồng nội tệ mất giá, làm sụt giảm dòng vốn vào, do đó làm NFA giảm (3 kỳ vọng <0).

Khi sản lượng nền kinh tế cao hơn sản lượng tiềm năng, nền kinh tế tăng trưởng, NHTW thường có chính sách nghịch chu kỳ nên NDA giảm (4 kỳ vọng <0). Khi sản lượng nền kinh tế tăng, cơ hội đầu tư vào nền kinh tế tốt, thúc đẩy đầu tư nước ngoài, dòng vốn vào tăng và NFA tăng (4 kỳ vọng > 0).

Khi cán cân vãng lai (CA) thặng dư, xuất khẩu nhiều hơn nhập khẩu, cung ngoại tệ tăng, làm cho ngoại tệ giảm giá, đồng nội tệ lên giá. Để giảm áp lực lên đồng nội tệ, NHTW có xu hướng thực hiện chính sách tiền tệ mở rộng nên NDA tăng (5 kỳ vọng

>0). Bên cạnh đó, khi xuất khẩu tăng, nhập khẩu giảm, dòng vốn vào tăng, làm tăng dự trữ ngoại hối nên NFA tăng (5 kỳ vọng > 0).

Khi lãi suất nước ngoài tăng và kỳ vọng tỷ giá trong nước tăng (r*+Ee), đồng nội tệ mất giá, dòng vốn đầu tư có xu hướng chảy ra nước ngoài, làm giảm tích lũy dự trữ ngoại hối. Để ổn định tỷ giá trong nước, NHTW thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt. Vì vậy, chỉ tiêu này kỳ vọng tác động ngược chiều với NDA (6 kỳ vọng < 0) và NFA (6 kỳ vọng < 0).

nghĩa với xu hướng thắt chặt tiền tệ, làm cho NDA giảm (7 kỳ vọng < 0). Đô la hóa càng cao, gây áp lực cho NHNN trên thị trường ngoại hối, làm cho NHNN phải can thiệp bán trên thị trường ngoại hối với mức độ lớn để đáp ứng nhu cầu của nền kinh tế, làm cho NFA giảm, do đó tác động ngược chiều với NFA. Tuy nhiên, khi đô la hóa càng cao, NHTW càng phải tích lũy nhiều dự trữ ngoại hối để có thể can thiệp trên thị trường ngoại hối khi cần thiết, làm cho NFA tăng, do đó tác động cùng chiều với NFA. Vì vậy, chỉ tiêu này kỳ vọng tác động ngược chiều hoặc cùng chiều với NFA (7 kỳ vọng < 0 hoặc

> 0 tùy trường hợp).

Không thể xác định được kỳ vọng dấu 8, 8 vì trong điều kiện khủng hoảng, diễn biến tài chính tiền tệ trong nước và sự chu chuyển của dòng vốn quốc tế rất phức tạp.

Để giảm biến động lãi suất, NHTW sẽ bơm hoặc rút tiền từ thị trường tiền tệ trong nước khi thị trường trong nước đang thâm hụt hoặc thặng dư, và khi sự biến động lãi suất càng nhiều thì sự can thiệp của NHTW càng lớn. Vì vậy, 9 kỳ vọng < 0.

Cuối cùng, để giảm sự biến động tỷ giá, NHTW có xu hướng mua hoặc bán dự trữ ngoại hối khi thị trường ngoại hối dư cung hoặc cầu ngoại tệ. Tỷ giá biến động càng nhiều, mức độ can thiệp của NHTW càng cao. Vì vậy, 9 kỳ vọng < 0.

Kỳ vọng dấu của các biến trong hệ phương trình đồng thời được tóm tắt ở bảng 3.1

Bảng 3.1. Kỳ vọng dấu của các biến trong hệ phương trình đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam

Biến

Phương trình (3.6)	Phương trình (3.7)
NDA* t		(-)
NFA* t	(-)
mmt	(-)	(-)
CPIt-1	(-)	(-)
Yt-1	(-)	(+)
CAt-1	(+)	(+)
 (r* +Ee ) t t+1	(-)	(-)
DLt-1	(-)	(-) hoặc (+)
KH	(-) hoặc (+)	(-) hoặc (+)
(d1-1)r,t-1	(-)
(d2-1)e,t-1		(-)

Có thể bạn quan tâm!

• Cơ Chế Tác Động Tích Lũy Dự Trữ Ngoại Hối Đến Lạm Phát Qua Kênh Nhận Phân Bổ Sdrs Từ Imf
• Các Nghiên Cứu Thực Nghiệm Về Tác Động Tích Lũy Dự Trữ Ngoại Hối Đến Lạm Phát Theo Kênh Nhận Phân Bổ Sdrs Từ Imf
• Bảng Tóm Tắt Các Nghiên Cứu Thực Nghiệm Về Hiệu Quả Can Thiệp Trung Hòa
• Trình Tự Phân Tích Dữ Liệu Mô Hình Hiệu Quả Hoạt Động Can Thiệp Trung Hòa Của Nhnn Việt Nam
• Dự Trữ Ngoại Hối Của Việt Nam Và Các Nước Asian Tính Theo Tháng Nhập Khẩu.
• Diễn Biến Nfa, Nda Và M2 Giai Đoạn Sau Khủng Hoảng Tài Chính Toàn Cầu

Xem toàn bộ 184 trang tài liệu này.

Nguồn: Tác giả tổng hợp

3.3. PHƯƠNG PHÁP PHÂN TÍCH DỮ LIỆU

3.3.1. Phương pháp phân tích dữ liệu mô hình tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát

3.3.1.1. Phương pháp ước lượng mô hình tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát

Nghiên cứu sử dựng mô hình ARDL Bounds Test được phát triển bởi Pesaran & ctg (2001) để kiểm tra đồng liên kết giữa các biến. Theo Pesaran & ctg (2001), để sử dụng mô hình ARDL Bounds Tet, các biến trong mô hình phải vừa có biến dừng ở bậc I(0), vừa có biến dừng ở sai phân bậc một I(1) và không có biến nào dừng ở sai phân bậc hai I(2). Sau khi kiểm tra tính dừng của các chuỗi số liệu7, tác giả nhận thấy các biến trong mô hình thỏa mãn điều kiện sử dụng mô hình ARDL Bound Test nên đã sử dụng

7 Việc kiểm tra tính dừng của các biến trong mô hình được thể hiện trong chương 4.

mô hình này. Hơn nữa, tác giả tiếp cận theo mô hình này vì đây là một mô hình ước lượng thích hợp để kiểm tra đồng liên kết giữa các biến trong trường hợp mẫu nhỏ. Sau đó tác giả sử dụng phương trình hiệu chỉnh sai số ECM để xác định tốc độ điều chỉnh trong ngắn hạn để trở về trạng thái cân bằng dài hạn của lạm phát. Từ đó, đánh giá tác động ngắn hạn và ước lượng hệ số tác động dài hạn của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát. Phương trình ECM có dạng như sau:

∆𝐶𝑃𝐼 = 

+ 𝜆𝐸𝐶

+ ∑𝑞0−1 𝛼 ∆𝐶𝑃𝐼

+ ∑𝑞1−1 𝛽 𝑁𝐹𝐴∗ +

𝑡 0

𝑡−1

𝑗=1 𝑗

𝑡−𝑗

𝑗=0 1

𝑡−𝑗

∑𝑞2−1 𝛾 𝑁𝐷𝐴∗

+ ∑𝑞3−1 𝛿 ∆𝑚𝑚

+ ∑𝑞4−1 𝜑 ∆𝑌 +

𝑗=0 𝑗

𝑡−𝑗

𝑗=0 𝑗

𝑡−𝑗

𝑗=0

𝑗 𝑡−𝑗

∑𝑞5−1 𝜇

∆𝑉

+ ∑𝑞6−1 𝜌 ∆𝐷𝐿

+ 𝜀

(3.8)

Trong đó:

𝑗=0

𝑗 𝑡−𝑗

𝑗=0 𝑗

𝑡−𝑗 𝑡

q0, q1 , q2, q3, q4, q5, q6, là độ trễ tối ưu của sai phân các biến trong mô hình. λ là tốc độ điều chỉnh ngắn hạn của CPI để trở về trạng thái cân bằng dài hạn

khi các biến độc lập thay đổi.

ECt-1 là sai số khi hồi quy CPIt-1 theo các biến độc lập trễ 1 kỳ. ECt-1 được xác định như sau:

𝐸𝐶𝑡−1 = 𝐶𝑃𝐼𝑡−1 − 0 − 𝜃1𝑁𝐹𝐴∗ − 𝜃2𝑁𝐷𝐴∗ − 𝜃3𝑚𝑚𝑡−1 − 𝜃4𝑌𝑡−1 − 𝜃5𝑉𝑡−1 −

𝜃6𝐷𝐿𝑡−1 (3.9)

𝑡−1

𝑡−1

Trong đó: 1,2, 3, 4,5,6 là các hệ số hồi quy của phương trình dài hạn.

Thế phương trình (3.9) vào phương trình (3.8), ta được phương trình sai phân ECM như sau:

∆𝐶𝑃𝐼𝑡 = 0 + 𝜆𝐶𝑃𝐼𝑡−1 − 𝜆𝜃0 − 𝜃1𝜆𝑁𝐹𝐴∗ − 𝜃2𝜆𝑁𝐷𝐴∗ − 𝜃3𝜆𝑚𝑚𝑡−1 −

𝜃 𝜆 ∆𝑌

− 𝜃

𝜆𝑉

− 𝜃

𝑡−1

𝜆𝐷𝐿

𝑡−1

+ ∑𝑞0−1 𝛼 ∆𝐶𝑃𝐼 +

4 𝑡−𝑗

5 𝑡−1

6 𝑡−1

𝑗=1 𝑗

𝑡−𝑗

∑𝑞1−1 𝛽 𝑁𝐹𝐴∗

+ ∑𝑞2−1 𝛾 𝑁𝐷𝐴∗

+ ∑𝑞3−1 𝛿 ∆𝑚𝑚 +

𝑗=0 1

𝑡−𝑗

𝑗=0 𝑗

𝑡−𝑗

𝑗=0 𝑗

𝑡−𝑗

∑𝑞4−1 𝜑 ∆𝑌

+ ∑𝑞5−1 𝜇

∆𝑉

+ ∑𝑞6−1 𝜌 ∆𝐷𝐿

+ 𝜀

(3.10)

𝑗=0

𝑗 𝑡−𝑗

𝑗=0 𝑗

𝑡−𝑗

𝑗=0 𝑗

𝑡−𝑗 𝑡

Phương trình (3.10) là phương trình ước lượng để kiểm định đồng liên kết giữa các biến trong mô hình và là căn cứ để xác định các hệ số của phương trình dài hạn. Phương trình dài hạn được xác định như sau:

𝐶𝑃𝐼𝑡 = 𝜃0 + 𝜃1𝑁𝐹𝐴∗ + 𝜃2𝑁𝐷𝐴∗ + 𝜃3𝑚𝑚𝑡 + 𝜃4𝑌𝑡 + 𝜃5𝑉𝑡 + 𝜃6𝐷𝐿𝑡 + 𝑢𝑡 (3.11)

𝑡 𝑡

3.3.1.2. Trình tự phân tích ảnh hưởng tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam.

Bước 1: Thực hiện thống kê mô tả các biến và ma trận hệ số tương quan giữa các biến để xem xét đặc điểm chuổi dữ liệu nghiên cứu và xem xét mối liên hệ giữa các biến theo chuỗi dữ liệu ban đầu.

Bước 2 : Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu nghiên cứu để xem xét các điều kiện ban đầu khi sử dụng mô hình ARDL Bound Test.

Bước 3 : Ước lượng mô hình ARDL theo chuỗi gốc để xác định độ trễ tối ưu của các biến, xem xét đa cộng tuyến trong mô hình.

Bước 4: Thực hiện kiểm định Bound Test để kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết dài hạn giữa các biến.

Bước 5: Thực hiện các kiểm nghiệm chuẩn đoán để đảm bảo độ tin cậy của mô hình gồm có : Kiểm định tự tương quan, kiểm định phương sai thay đổi, kiểm định phân phối chuẩn, kiểm định tổng tích lũy và kiểm định tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư.

Bước 6 : Ước lượng phương trình sai phân ECM (3.8) để xác định hệ số 𝜆. Từ phương trình sai phân, tiếp tục tiến hành kiểm định Wald để xác định tác động ngắn hạn của biến độc lập đối với biến phụ thuộc.

Bước 7: Ước lượng phương trình dài hạn (3.11) để kiểm định tác động dài hạn của biến độc lập đối với biến phụ thuộc.

Bước 8: Kiểm nghiệm tính ổn định của kết quả ước lượng.

3.3.2. Phương pháp phân tích dữ liệu mô hình đánh giá hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam

3.3.2.1. Phương pháp ước lượng mô hình đánh giá hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam

 Ước lượng 2SLS và 3SLS

Tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng với phương pháp 2SLS để đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa tại Việt Nam thông qua việc đo lường hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp.

Theo các nghiên cứu thực nghiệm, có ba phương pháp được các nghiên cứu sử dụng đó là ước lượng OLS (Takagi & Esaka, 2001; Cavoli & Rajan, 2006; Aizenman & Glick, 2009; Glick & Hutchison ,2009; Wang, 2010), mô hình VAR (Moreno, 1996; He & ctg , 2005) và ước lượng 2SLS ( Hoặc 3SLS trong một số trường hợp cần khắc phục hạn chế của mô hình với ước lượng 2SLS) (Brissimis & ctg, 2002; Ouyang & ctg, 2010; Ljubaj & ctg, 2010; Ouyang & Rajan, 2011). Ước lượng đơn giản nhất là ước lượng OLS. Với mô hình VAR, các nghiên cứu đã đánh giá được tác động trễ của NDA và NFA. Ưu điểm của mô hình VAR là nó cho phép truy tìm những cú sốc khác nhau của các biến trong mô hình nghiên cứu. Tuy nhiên, hạn chế của mô hình là nó có khuynh hướng xử lý tất cả các biến nội sinh một cách đối xứng. Vì vậy, nó không thể ước lượng tác động đồng thời của các biến mà không có hạn chế (Ouyang& ctg 2010). Ước lượng 2SLS khắc phục được hạn chế của mô hình VAR, và đây là phương pháp ước lượng phù hợp để đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa của NHTW (Nguyen, 2018). Vì vậy, bài viết sẽ ước lượng hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam theo ước lượng 2SLS.

Ước lượng 2SLS là một phương pháp ước lượng các tham số của một phương trình cấu trúc đơn lẽ trong một hệ phương trình tuyến tính đồng thời. Phương pháp này được đề xuất bởi Theil (1953) và Basmann (1957). Thủ tục 2SLS với hệ phương trình đồng thời (3.6) và (3.7) như sau:

+Giai đoạn 1: Ước lượng các phương trình rút gọn : Hồi quy NDA* và NFA*

theo tất cả các biến tiền định trong hệ phương trình (3.6) và (3.7).

t

0

NDA* = 

+ Dmm

+DCPI

+  Y

+  CA

+  (r* + E e

) + DDL

1

t

2

t-1

3

t-1

4

t-1

5

t

t

t+1

6

t-1

+7KH +8(d1-1)r,t-1+ 9u1t (3.12)

t

0

NFA* = 

+ mm

+CPI

+  Y

+  CA

+  (r* + E e

) + DL +

1

t

2

t-1

3

t-1

4

t-1

5

t

t

t+1

6

t-1

7KH + 8(d2-1)e,t-1 + v1t (3.13)

1

2

t

3

t-1

4

t-1

5

t-1

6

t

t

t+1

+Giai đoạn 2: Ước lượng mô hình xuất phát bằng cách thay NDA*và NFA*ở vế phải của các phương trình bằng ∆𝑁̂𝐷𝐴∗ và ∆̂𝑁𝐹𝐴∗ nhận được ở giai đoạn 1.

t

0

NDA* = 

+∆̂𝑁𝐹𝐴∗

+ Dmm

+DCPI

+  Y

+  CA

+  (r* + E e )

t

+ 7DDLt-1+8KH +9(d1-1)r,t-1+ 10u*

(3.13)

t

0

NFA* = 

+∆𝑁̂𝐷𝐴∗

+ mm

+CPI

+  Y

+  CA

+  (r* + E e ) +

1

2

t

3

t-1

4

t-1

5

t-1

6

t

t

t+1

t

7DLt-1+ 8KH + 9(d2-1)e,t-1 + 10v*

(3.14)

Tiếp theo, nếu sau khi ước lượng 2SLS phần dư của các phương trình trong hệ phương trình đồng thời có tương quan với nhau thì tiếp tục ước lượng 3SLS để khắc phục vấn đề này. Phương pháp 3SLS do Zellner & Theil (1962) đề xuất trên cơ sở mở rộng ước lượng 2SLS. Theo Kapteyn & Fiebig (1981), khi phần dư của các phương trình đồng thời không có tương quan, thì ước lượng 2SLS không khác so với ước lượng 3SLS. Hay nói một cách khác, khi thực hiện ước lượng hệ phương trình bằng phương pháp 2SLS, nếu các phần dư của các phương trình không tương quan thì không cần thực hiện tiếp ước lượng 3SLS. Phương pháp 3SLS kết hợp ước lượng hồi quy phần dư (SUR estimate) và 2SLS. Theo đó, nếu tiếp tục thực hiện ước lượng 3SLS thì giai đoạn 3 được thực hiện tiếp như sau:

+Giai đoạn 3:

Tính các phần dư u*t và v*t của phương trình (3.13) và phương trình (3.14) ước lượng ở giai đoạn 2. Sau đó tính ma trận hiệp phương sai của sai số ngẫu nhiên đối với từng phương trình của hệ và biến đổi các biến số theo phương pháp bình phương tổng quát.

Phương pháp xác định biến tương tác

Để đánh giá xem đô la hóa và khủng hoảng có làm ảnh hưởng đến hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN hay không, tác giả sử dụng biến tương tác ứng với các biến DL và KH trong hệ phương trình đồng thời. Phương pháp này được làm rõ như sau:

1

t

2

t

3

t-1

4

t-1

5

t-1

6

t

Xét biến tương tác ứng với biến KH (Biến tương tác ứng với biến DL thực hiện tương tự). Ban đầu, khi chưa có biến tương tác, mối liên hệ giữa biến KH và NDA*, NFA* được thể hiện trong hệ phương trình đồng thời (3.6) và (3.7).

t

0

NDA* = 

+NFA* + Dmm

+DCPI

+  Y

+  CA

+  (r* +

Etet+1) + 7DDLt-1+8KH +9(d1-1)r,t-1+ 10ut (3.6)

t

0

NFA* = 

+NDA* + mm +CPI

+  Y

+  CA

+  (r* + E e ) +

1

t

2

t

3

t-1

4

t-1

5

t-1

6

t

t

t+1

7DLt-1+ 8KH + 9(d2-1)e,t-1 + 10vt (3.7)

1

t

2

t

3

t-1

4

t-1

5

t-1

6

t

t

t+1

Các hệ số 8, 8 lần lượt là hệ số tác động của biến KH đến các biến NDA* và NFA*. Trong phương trình 3.6, cần tương tác giữa biến KH với biến NFA* để xem biến KH có làm thay đổi tác động của biến NFA* lên biến NDA* hay không. Khi có biến tương tác (KH x NFA ), phương trình (3.6) trở thành :

t

0

NDA* = 

+NFA* + Dmm

+DCPI

+  Y

+  CA

+  (r* + E e )

t

+ 7DDLt-1+8KH +9(d1-1)r,t-1+ 10KHNFA* + 11u’t (3.15).

Từ phương trình (3.15), ta có :

t

Khi có khủng hoảng, KH = 1: 10 KHNFA*

t

= 10 NFA* . Do đó, hệ số (10 + 1)

thể hiện tác động của NFA* lên NDA*.

Khi không có khủng hoảng, KH =0: 10 KHNFA*t = 0. Do đó, hệ số 1 thể hiện tác động của NFA* lên NDA*.

Như vậy, hệ số 10 thể hiện sử thay đổi tác động của NFA* lên NDA* trong điều kiện có khủng hoảng so với không có khủng hoảng.