Tác động của HNTC và dự trữ ngoại hối đến độc lập CSTT chưa có ý
nghĩa thống kê trong dài hạn. Ổn định tỷ giá tăng 1 đơn vị làm giảm độc lập CSTT gần 1.6302 đơn vị.
Bảng 4.10 Kết quả ước lượng tác động dài hạn
Biến phụ thuộc: MI
Hệ số tác động | Giá trị thống kê t | Xác suất | |
IFI | -0.256840 | -0.811853 | 0.4229 |
ES | -1.630185** | -2.475733 | 0.0188 |
RES | 2.392509 | 1.677934 | 0.1031 |
C | 1.860792*** | 3.647884 | 0.0009 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Hội nhập tài chính và chính sách tiền tệ tại Việt Nam - 1 -
Hội nhập tài chính và chính sách tiền tệ tại Việt Nam - 2
Xem toàn bộ 26 trang tài liệu này.
Ghi chú: ***, ** lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 1% và 5%.
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10
4.3.5 Ước lượng tác động ngắn hạn
Hệ số tác động (-) 1.8649 cho thấy khi HNTC tăng 1 đơn vị sẽ làm giảm độc lập CSTT 1.8649 đơn vị ngay trong quý đầu tiên. Ổn định tỷ giá tăng lên 1 đơn vị làm giảm độc lập CSTT ở ngay quý đầu tiên 0.5027 đơn vị. Tuy nhiên, tỷ giá ổn định sau một quý giúp tăng độc lập CSTT ở mức 0.9884. Tốc độ điều chỉnh của mô hình về trạng thái cân bằng dài hạn khá nhanh (93.54%), mô hình giải thích được 54% những thay đổi của độc lập CSTT tại Việt Nam.
Bảng 4.11 Kết quả ước lượng tác động ngắn hạn
Biến phụ thuộc: D(MI)
Hệ số tác động | Giá trị thống kê t | Xác suất | |
D(IFI) | -1.864860** | -2.047943 | 0.0488 |
D(ES) | -0.502710* | -1.744409 | 0.0907 |
D(ES(-1)) | 0.988383*** | 3.397848 | 0.0018 |
ECM | -0.935351*** | -6.405003 | 0.0000 |
R2 | 0.575173 | ||
R2 hiệu chỉnh | 0.539771 | ||
Ghi chú: ***, **, * lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%.
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10
4.3.6 Các kiểm định cần thiết
Luận án thực hiện các kiểm định đối với tính ổn định của mô hình, hiện tượng tự tương quan, phương sai thay đổi và phân phối chuẩn. Kết quả cho thấy mô hình vượt qua các kiểm định cần thiết.
4.3.7 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Các hệ số trong mô hình có dấu tác động như kỳ vọng, nhưng hệ số tác động của biến HNTC và dự trữ ngoại hối không có ý nghĩa thống kê trong dài hạn. Gia tăng HNTC tại Việt Nam tác động tiêu cực trong ngắn hạn đến đến độc lập CSTT ở ngay quý đầu tiên. Một số nghiên cứu như Taguchi & ctg (2011), Klein & Shambaugh (2013), Aizenman & ctg (2016) cũng tìm thấy tác động ngược chiều. Tác động chỉ trong ngắn hạn có thể do mức độ HNTC Việt Nam tuy có tăng nhưng chưa đạt mức ngưỡng như Law & ctg (2019) đã chỉ ra hoặc do đặc điểm các dòng vốn quốc tế của Việt Nam.
4.4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VIỆT NAM TRONG ĐIỀU KIỆN HỘI NHẬP TÀI CHÍNH
4.4.1 Thống kê mô tả biến
LVIX bình quân xấp xỉ mức 2.8, thấp nhất ở mức 2.32 vào 2017M12 và tăng nhẹ đến cuối năm 2019. Lãi suất dài hạn Mỹ trung bình trong giai đoạn ở mức 2.49%.
IP tương đối ổn định với mức trung bình tăng 8.8%; IF khá biến động trong nửa đầu giai đoạn, mức cao nhất ở năm 2011M8 xấp xỉ 23%, sụt giảm mạnh sau đó và nửa cuối giai đoạn nghiên cứu ổn định ở mức khá thấp, chưa đến 5%.
I_VN_ON cao nhất vào 2011M6 với mức 16.5% và giảm mạnh sau đó. Nửa cuối giai đoạn nghiên cứu lãi suất có biến động nhẹ quanh mức 4%. I_VN_10Y diễn biến với xu hướng khá tương đồng với I_VN_ON ở những kỳ đầu của giai đoạn nghiên cứu và xu hướng diễn biến khác biệt đáng kể từ sau năm 2011M6. Nhìn chung trong suốt giai đoạn thì I_VN_10Y bám khá sát với IF, có phần tương đồng với I_US_10Y và LVIX vào nửa cuối giai đoạn nghiên cứu.
25
4.4.2 Kiểm định nghiệm đơn vị
Các biến LVIX, IP, IF dừng ở chuỗi dữ liệu gốc, biến còn lại I_US_10Y, I_VN_ON, I_US_10Y không dừng ở bậc gốc, chỉ dừng khi lấy sai phân bậc một. Với các biến không dừng sẽ tiến hành lấy sai phân bậc một, sau đó thực hiện các bước tiếp theo.
4.4.3 Xác định độ trễ tối ưu
Độ trễ tối ưu cho mô hình là 2 kỳ.
4.4.4 Các kiểm định cần thiết
Luận án thực hiện các kiểm định sự nhận dạng quá mức, tự tương quan và tính ổn định của mô hình. Kết quả cho thấy mô hình vượt qua các kiểm định cần thiết.
4.4.5 Phân tích phản ứng đẩy
Phản ứng của lãi suất dài hạn Việt Nam do sốc rủi ro toàn cầu và sốc lãi suất dài hạn Mỹ
Khi rủi ro toàn cầu tăng, lãi suất dài hạn Việt Nam giảm ngay lập tức nhưng sau đó bắt đầu tăng từ tháng thứ hai và đạt mức cao nhất vào tháng thứ sáu, sau đó giảm dần nhưng kéo dài sau hai năm thì tắt hẳn. Lãi suất dài hạn Mỹ tăng thì lãi suất dài hạn Việt Nam giảm ngay trong tháng đầu tiên ở mức thấp và chuyển sang phản ứng cùng chiều, tăng lên theo kể từ tháng thứ hai, đạt đỉnh vào tháng thứ ba, sau đó giảm dần kéo dài 18 tháng thì tắt hẳn.
Response of D(I_VN_10SA) to Shock1 using Structural VAR Factors
Response of D(I_VN_10SA) to Shock2 using Structural VAR Factors
.04 .06
.03 .05
.02 .04
.01 .03
.00 .02
-.01 .01
-.02 .00
-.03
5 10 15 20 25 30 35
-.01
5 10 15 20 25 30 35
Hình 4.20 Phản ứng của lãi suất dài hạn Việt Nam do sốc rủi ro toàn cầu và sốc lãi suất dài hạn Mỹ
Nguồn: Trích xuất từ Eviews10
Phản ứng của lãi suất dài hạn Việt Nam do sốc sản lượng, lạm phát và lãi suất ngắn hạn trong nước
Lãi suất dài hạn Việt Nam hầu như không phản ứng do sốc sản lượng, phản ứng rất mạnh với sốc lạm phát và tương đối thấp do sốc lãi suất ngắn hạn trong nước. Lạm phát tăng không tác động ngay lập tức đến lãi suất dài hạn mà làm tăng mạnh lãi suất dài hạn vào tháng thứ hai, giảm rất nhanh ngay sau đó và ở mức rất thấp kể từ tháng thứ năm. Lãi suất ngắn hạn tăng thì lãi suất dài hạn cũng tăng ngay ở tháng đầu tiền nhưng chuyển hướng ngược chiều kể từ tháng thứ ba và gần như không phản ứng sau năm tháng.
Response of D(I_VN_10SA) to Shock3 using Structural VAR Factors
Response of D(I_VN_10SA) to Shock4 using Structural VAR Factors
.04 .08
.03 .07
.02
.01
.00
-.01
-.02
.06
.05
.04
.03
.02
.01
-.03
.04
5 10 15 20 25 30 35
Response of D(I_VN_10SA) to Shock5 using Structural VAR Factors
.00
.24
5 10 15 20 25 30 35
Response of D(I_VN_10SA) to Shock6 using Structural VAR Factors
.03
.20
.02
.01
.00
.16
.12
-.01
.08
-.02
.04
-.03
5 10 15 20 25 30 35
.00
5 10 15 20 25 30 35
Hình 4.21 Phản ứng của lãi suất dài hạn Việt Nam do sốc sản lượng, lạm phát và lãi suất ngắn hạn trong nước
Nguồn: Trích xuất từ Eviews10
4.4.6 Phân rã phương sai
Bảng 4.19 Kết quả phân rã phương sai lãi suất dài hạn Việt Nam
VIX | I_US_10Y | IP | IF | I_VN_ON | I_VN_10Y | |
1 | 1,1961 | 0,1038 | 0,0000 | 0,0000 | 3,0504 | 95,6494 |
5 | 3,2235 | 5,7044 | 0,2123 | 13,8789 | 4,6105 | 72,3701 |
10 | 7,5693 | 5,7889 | 0,2131 | 13,6161 | 4,3840 | 68,4282 |
15 | 8,4938 | 5,7681 | 0,2123 | 13,6072 | 4,3311 | 67,5872 |
20 | 8,6765 | 5,7632 | 0,2120 | 13,6136 | 4,3200 | 67,4145 |
25 | 8,7153 | 5,7622 | 0,2119 | 13,6151 | 4,3176 | 67,3775 |
30 | 8,7238 | 5,7620 | 0,2119 | 13,6154 | 4,3171 | 67,3695 |
35 | 8,7256 | 5,7620 | 0,2119 | 13,6155 | 4,3170 | 67,3678 |
Nguồn: Trích xuất từ Eviews10 Hai nhân tố bên ngoài là rủi ro toàn cầu và lãi suất dài hạn Mỹ có ảnh hưởng đối với lãi suất dài hạn Việt Nam kể từ tháng thứ hai. Đến tháng thứ năm thì lãi suất dài hạn Mỹ đã đóng vai trò giải thích cao hơn lãi suất ngắn hạn trong nước và mức độ giải thích vẫn tiếp tục tăng lên, đạt cao nhất vào tháng thứ mười. Rủi ro toàn cầu, vai trò giải thích cho những thay đổi của lãi suất dài hạn Việt Nam trong tháng đầu tiên rất thấp nhưng tăng rất nhanh, đến tháng thứ mười vượt hơn hẳn lãi suất ngắn hạn trong nước và lãi suất dài hạn Mỹ.
4.4.7 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả phân tích phản ứng đẩy cho thấy lãi suất dài hạn trong nước phản ứng cùng chiều với rủi ro sau một tháng. Rủi ro toàn cầu tăng lên dẫn đến tăng phần bù rủi ro đối với lãi suất dài hạn nên lãi suất sẽ tăng lên, kết quả này tương tự như Pradhan & ctg (2011) khi nghiên cứu cho các nền kinh tế mới nổi trong giai đoạn 2000Q1-2010Q4. Tuy nhiên, ở nghiên cứu của Filardo & ctg (2016), phản ứng của lãi suất dài hạn đối với VIX không có ý nghĩa thống kê mà VIX chỉ có tác động lên lãi suất ngắn hạn ở các nền kinh tế mới nổi khu vực Đông Nam Á. Lãi suất dài hạn Mỹ tăng lên thì lãi suất dài hạn Việt Nam có phản ứng cùng chiều trễ một tháng cũng cho thấy tính đồng di chuyển của lãi suất dài hạn trong nước
với lãi suất dài hạn của nước ngoài (Mỹ) tương tự như Jain-Chandra & Unsal (2014), Filardo & ctg (2016). Phân rã phương sai cũng nhận thấy các nhân tố bên ngoài tăng dần vai trò giải thích những thay đổi của lãi suất dài hạn Việt Nam trong khi vai trò của nhân tố trong nước đang giảm dần. Mặc dù vậy, tổng tỷ trọng ảnh hưởng của các nhân tố bên ngoài vẫn ở mức thấp, xấp xỉ 15%. Jain-Chandra & Unsal (2014) cũng nhận thấy những thay đổi theo chiều hướng tương tự cho mẫu nghiên cứu của mình.
4.5 THẢO LUẬN CHUNG
Tác động và những ảnh hưởng của HNTC đến CSTT Việt Nam được đo lường dưới hai khía cạnh, độc lập CSTT và truyền dẫn CSTT. Mô hình phân phối trễ tự hồi quy (ARDL) giúp đánh giá tác động của HNTC đến độc lập CSTT Việt Nam trong ngắn và dài hạn. Kết quả nghiên cứu cho thấy gia tăng HNTC tại Việt Nam tác động tiêu cực trong ngắn hạn đến đến độc lập CSTT ở ngay quý đầu tiên. Một số nghiên cứu như Taguchi & ctg (2011), Klein & Shambaugh (2013), Aizenman & ctg (2016) cũng tìm thấy tác động ngược chiều. Tác động chỉ trong ngắn hạn có thể do mức độ HNTC Việt Nam tuy có tăng nhưng chưa đạt mức ngưỡng như Law & ctg (2019) đã chỉ ra hoặc do đặc điểm các dòng vốn quốc tế của Việt Nam.
Kết quả từ mô hình véc tơ tự hồi quy dạng cấu trúc (SVAR) cho thấy lãi suất dài hạn trong nước phản ứng cùng chiều với rủi ro toàn cầu và lãi suất dài hạn Mỹ sau một tháng và phản ứng kéo dài trên 18 tháng mới tắt hẳn. Đồng thời phân rã phương sai cũng nhận thấy vai trò của các nhân tố bên ngoài đối với lãi suất dài hạn Việt Nam tăng dần trog khi vai trò của các nhân tố trong nước theo chiều hướng giảm. Kết quả tương tự như Pradhad & ctg (2011), Jain-Chandra & Unsal (2014), Filardo & ctg (2016).
Tác động tiêu cực từ HNTC đến độc lập CSTT trong ngắn hạn và những ảnh hưởng tăng dần của nhân tố bên ngoài đối với truyền dẫn CSTT Việt Nam là vấn đề đặt ra cho điều hành CSTT trong bối cảnh gia tăng toàn cầu hoá tài chính.
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.1 KẾT LUẬN
-Tác động của hội nhập tài chính đến độc lập chính sách tiền tệ Việt Nam
Kết quả ước lượng mô hình ARDL trong ngắn và dài hạn nhận thấy: Thứ nhất, HNTC tác động tiêu cực đến độc lập CSTT trong ngắn hạn, gia tăng HNTC tại Việt Nam làm giảm độc lập CSTT ở ngay quý đầu tiên với mức (-)1.8649.
Thứ hai, ổn định tỷ giá có tác động tiêu cực dài hạn đối với độc lập CSTT ở mức (-) 1.6302 và ngay quý đầu tiên trong ngắn hạn ở mức (-) 0.5027. Tuy nhiên, mức độ ổn định tỷ giá sau một quý lại có thể giúp tăng độc lập CSTT trong ngắn hạn với hệ số tác động là 0.9884.
Thứ ba, dự trữ ngoại hối có tác động cùng chiều giúp hỗ trợ tăng độc lập CSTT nhưng kết quả không có ý nghĩa thống kê trong dài hạn.
-Truyền dẫn chính sách tiền tệ Việt Nam trong điều kiện hội nhập tài chính
Kết quả ước lượng mô hình SVAR cùng các phân tích phản ứng đẩy và phân rã phương sai cho thấy:
Thứ nhất, với các nhân tố bên ngoài, lãi suất dài hạn Việt Nam phản ứng cùng chiều với rủi ro toàn cầu từ tháng thứ hai, kéo dài hai năm. Lãi suất dài hạn Mỹ tăng dẫn đến tăng kể từ tháng thứ hai với mức cao nhất vào tháng thứ ba và tắt hẳn sau 18 tháng.
Thứ hai, với các nhân tố trong nước, lãi suất dài hạn Việt Nam không phản ứng với thay đổi của sản lượng, phản ứng rất mạnh với thay đổi của lạm phát, ít phản ứng với lãi suất ngắn hạn. Phản ứng tuy mạnh với lạm phát nhưng giảm rất nhanh ngay sau đó và ở mức rất thấp kể từ tháng thứ năm.
Thứ ba, rủi ro toàn cầu và lãi suất dài hạn Mỹ càng tăng dần vai trò giải thích những biến động của lãi suất dài hạn Việt Nam.
5.2 HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.2.1 Đối với độc lập chính sách tiền tệ Việt Nam
5.2.1.1 Điều hành linh hoạt tỷ giá
Điều hành CSTT về lâu dài cần cho phép tỷ giá di chuyển nhiều hơn nữa nhưng mức độ linh hoạt cần được nới rộng từng bước để tránh làm mất niềm tin của thị trường.
5.2.1.2 Tăng quy mô dự trữ ngoại hối
Một là, tính toán mức đủ dự trữ ngoại hối đối với nền kinh tế.
Hai là, xem xét thành phần dự trữ ngoại hối, lựa chọn loại tài sản có tính thanh khoản phù hợp với nhu cầu tương xứng với chi phí cơ hội của tài sản đó.
5.2.2 Đối với truyền dẫn chính sách tiền tệ Việt Nam
5.2.2.1 Thiết kế khung chính sách tiền tệ bổ sung nhiệm vụ ổn định tài chính
CSTT cũng cần có trách nhiệm đối với vấn đề ổn định tài chính. Do đó, khung CSTT ngoài mục tiêu ổn định giá trong dài hạn cần đặt quan tâm đến ổn định kinh tế vĩ mô trong ngắn hạn, quan sát và xử lý những rủi ro liên quan đến ổn định tài chính.
5.2.2.2 Phối hợp chính sách tiền tệ với các biện pháp an toàn vĩ mô CSTT và chính sách liên quan đến ổn định tài chính về bản chất có mối liên hệ với nhau và do đó sự tách rời, thiếu gắn kết giữa chính sách về ổn định tài chính và tiền tệ là sai lầm (Mishkin 2011). . Việc phối hợp CSTT và chính sách an toàn vĩ mô trở nên hiệu quả hơn khi theo đuổi cả ba mục tiêu ổn định giá cả, ổn định sản lượng và ổn định tài chính.
5.2.2.3 Tăng cường hợp tác khu vực và quốc tế
Ngoài lợi ích trong giám sát, đánh giá rủi ro dẫn đến sự phối hợp hành động để giảm thiểu rủi ro hệ thống, hợp tác tài chính ở khu vực và quốc tế giúp các quốc gia thành viên có được hỗ trợ ngoại hối cần thiết khi gặp căng thẳng hay trong giai đoạn khủng hoảng cán cân thanh toán.
5.2.3 Đối với hội nhập tài chính Việt Nam
5.2.3.1 Sử dụng phương pháp thực để đo lường mức độ hội nhập tài chính
Để kiểm soát rủi ro biến động trên thị trường cần thiết sử dụng chỉ số độ mở thực để lượng hóa được quy mô các dòng vốn, những biến động dòng vốn có thể xuất hiện trong những giai đoạn thị trường thế giới bất ổn, từ đó đánh giá rủi ro phát sinh và có biện pháp phòng vệ tương ứng.
5.2.3.2 Điều chỉnh thành phần dòng vốn theo hướng an toàn và phát huy hiệu quả đối với phát triển kinh tế
-Đối với vốn FDI: tạo điều kiện để thu hút hơn nữa kết hợp tăng hiệu
quả sử dụng vốn và đánh giá tác động bền vững với môi trường.
-Đối với vốn FPI: xem xét nguyên nhân chưa thu hút được dòng vốn FPI và tìm cách tăng quy mô FPI vốn chủ sở hữu để hỗ trợ tăng trưởng trong tương lai.
-Đối với vốn đầu tư khác: tiếp tục có sự giám sát quá trình phân bổ, sử dụng vốn với quy mô hợp lý trong từng thời kỳ.
5.3 HẠN CHẾ CỦA NGHIÊN CỨU
Trong quá trình thực hiện nghiên cứu, tác giả nhận thấy còn một số hạn chế (i) chỉ tập trung nghiên cứu cho giai đoạn sau khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 – 2009 nên không so sánh được kết quả điều hành chính sách và tác động giữa hai giai đoạn trước và sau khủng hoảng hay trước và sau khi Việt Nam gia nhập WTO; (ii) mới chỉ cho thấy được kết quả có ý nghĩa thống kê trong ngằn hạn của HNTC đến độc lập CSTT;
(iii) chỉ mới làm rõ tác động một chiều từ HNTC đến CSTT Việt Nam mà chưa xem xét chiều ngược lại và (iv) các ước lượng dựa trên mô hình ARDL và mô hình SVAR vẫn là những phương pháp dựa trên giá trị p- value (xác suất) để đưa ra các kết luận liên quan trong khi có một số quan điểm đang theo hướng không ủng hộ giá trị p này. Hạn chế được chỉ ra trong luận án là cơ sở để thực hiện các nghiên cứu tiếp theo trong tương lai.
DANH MỤC CÁC CÔNG TRÌNH CÔNG BỐ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
1. Trần Hồng Hà và Lê Phan Thị Diệu Thảo (2020), Mức độ hội nhập tài chính của Việt Nam – đo lường theo phương pháp thực, Tạp chí Thị trường tài chính tiền tệ, số 20 (557), 32-38.
2. Lê Phan Thị Diệu Thảo và Trần Hồng Hà (2020), Ảnh hưởng của hội nhập tài chính đến cơ chế truyền dẫn lãi suất của Việt Nam, Tạp chí Kinh tế và Ngân hàng châu Á, số 177 tháng 12/2020, 5-17.
3. Ha Hong Tran, Thao Phan Thi Dieu Le, Vinh Thi Hong Nguyen, Dao Thi Anh Le, Nam Hoang Trinh (2021), The Impact of Financial Integration on Monetary Policy Independence: The Case of Vietnam, Journal of Asian Finance, Economics and Business, vol. 8, no. 2, pp. 791–800.