Phân tích định lượng về tác động của chính sách tiền tệ tới một số nhân tố vĩ mô của Việt Nam trong thời kì đổi mới

1/ Các nhà hoạch định chính sách tiền tệ có thể phán đoán được những sự thay đổi bất thường và dưới mức bảo hiểm trong ngân khố do những biến

động trong cán cân thanh toán và cố gắng giữ sự ổn định như trước bằng việc thay đổi tín dụng nội địa thông qua các công cụ chính sách trực tiếp hay gián tiếp.

2/ Khi dự trữ ngoại tệ của các ngân hàng thương mại cạn kiệt, họ có thể vay của ngân hàng trung ương một số lượng lớn để có thể tiếp tục duy trì thị trường của họ

3/ Sự thâm hụt tài chính chính phủ có thể được xem như là một công cụ tự triệt tiêu luồng ngoại tệ chuyển vào theo nghĩa khi dòng viện trợ cao (tức là có sự tăng dự trữ) sẽ có đòi hỏi khắt khe hơn đối với việc cho vay của ngân hàng hoặc việc tồn tại một số lượng lớn các khỏan vay vượt trội của chính phủ sẽ được giảm bớt, mà điều này sẽ dẫn tới một sự suy giảm tín dụng cho chính phủ và sau đó làm giảm thành phần nội địa trong tiền cơ sở.

Trong chỉ định phương trình vô hiệu dưới đây, nếu hệ số vô hiệu xuất hiện có ý nghĩa thống kê với giá trị âm, thì chúng ta có thể khẳng định rằng có một hàm của một số hoặc tất cả những luồng nhân quả ngược đZ thảo luận ở trên ([89], trang 121)

Phương trình luồng dự trữ và vô hiệu được chỉ định như sau:

NFA DMB

=a0

+a1

lnQP+ a2

lnP+ a

NDA

3 DMB

RR

+ a4 DMB

+ a5

lnm + U (2.89)

NDA = b

+ b lnP + b

NFA + b

lnGD + U (2.90)

DMB 0 1 2 DMB3

Biến GD là nợ của Chính phủ được tính đến như là một trong các biến ngoại sinh xác định NDA, nó biểu thị rằng tín dụng cho chính phủ như là một yếu tố chính của tiền cơ sở. Dấu của các hệ số a1, a2 , a4 , b1 và b3 được hy vọng là dương, a5 là âm, a3 là hệ số bù và b2 là hệ số vô hiệu. Nếu trường hợp vô hiệu hoàn toàn, b2 sẽ là -1 và nếu với giả thiết không vô hiệu hệ số này sẽ xấp xỉ 0.

Các kết quả ước lượng về tính đồng thời

Với biến nợ của Chính phủ (GD) số liệu quan sát cho thấy trong năm 1999, 2000, có một số nhận giá trị âm. Điều này phản ánh tại những thời điểm

đó, Chính phủ đZ tiến hành trả nợ cho hệ thống ngân hàng. Vì vậy, để hợp lý khi tiến hành hồi quy, chúng ta thay biến GD trong (2.90) bằng CGG (Claim on General Government). Thực hiện hồi qui cho (2.89) và (2.90) bằng phương pháp bình phương bé nhất có trọng số và thu được

Phương trình luồng dự trữ

NFA =0,011–0,018*lnQP-0,042*lnP–0,134* NDA

DMB DMB

T (5,5)* (1,64)** (0,3) (7,05)*

+ 0,153* RR

DMB

- 0,121*lnm (2.91)

(2,35)* (5,5)*

R2 = 0,2965 F = 10,754* DW = 0,2965

Phương trình vô hiệu

NDA = 0,0417 – 1,738* lnP – 2,1157* NFA

- 0,2147*lnCGG (2.92)

DMB DMB

(3,2)* (-1,508)	(-3,32)*	(-8,23)*
	R2 = 0,4228	F = 25,64*	DW = 2,537

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 224 trang tài liệu này.

Các hệ số trong phương trình luồng dự trữ có dấu thoả mZn yêu cầu trừ dấu của thu nhập và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Hệ số bù không khác xa so với các kết quả ở phần trên. Trong phương trình vô hiệu các hệ số đều có nghĩa nhưng dấu của hệ số giá cả và tín dụng cho chính phủ là âm, sai lệch so với kỳ vọng.

Từ phương trình luồng dự trữ cho thấy trong cấu thành của tiền cơ sở, sự biến động của tài sản nội địa ròng ngược chiều với sự biến động của tài sản ngoại tệ ròng. Hệ số của thu nhập âm cho thấy nếu thu nhập thực tăng 10% sẽ làm giảm 0,18 đơn vị tỷ lệ giữa NFA và DMB. Hệ số giá không có ý nghĩa cho thấy sự biến động của giá không ảnh hưởng đến luồng dự trữ.

HƯ sè cđa

NFA DMB

âm và có ý nghĩa còn hệ số giá là không có ý nghĩa

cho thấy hàm phản ứng ngược của ngân hàng được xác lập chủ yếu do vị thế của cán cân thanh toán của đất nước ([89], trang 123). Hệ số vô hiệu âm khác 0 còn cho thấy các nhà hoạch định chính sách đang vô hiệu từng phần (chủ

động hoặc bị động) ảnh hưởng của những sự thay đổi dự trữ ngoại tệ trong dự trữ tiền nhưng không vô hiệu hoàn toàn. Hệ số bù trong phương trình luồng dự trữ cũng như hệ số vô hiệu trong phương trình vô hiệu đều âm cho ta phỏng

đoán về sự tồn tại một vài sự tương đồng nào đó trong mối quan hệ nhân quả giữa tài sản ngoại tệ ròng và tài sản nội địa ròng của Việt nam. Các kết quả này đZ gạt bỏ mối nghi ngờ là trong MABP không tồn tại những tính vô hiệu chủ động. Hơn nữa, tương tự như các kết quả đZ thu được, sự tồn tại hệ số vô hiệu cùng với hệ số bù có ý nghĩa thống kê cho kết luận rằng tài sản nội địa ròng là một biến ngoại sinh và có thể được sử dụng điều khiển để ổn định cán cân thanh toán.

2.5.3 Mối quan hệ nhân quả giữa tài sản nội địa ròng và dự trữ ngoại tệ ròng

Bảng 2.14 Kết quả kiểm định Granger cho mối quan hệ nhân quả giữa tài sản nội địa ròng và dự trữ ngoại tệ ròng

Pairwise Granger Causality Tests Date: 09/12/06 Time: 11:56 Sample: 1995M01 2005M12

Lags: 1

Null Hypothesis:	Obs	F-Statistic	Probability
D2 does not Granger Cause D1	130	3.06426	0.08245
D1 does not Granger Cause D2		2.17832	0.14244
Lags: 2
D2(-2) does not Granger Cause D1	129	1.51613	0.22360
D1 does not Granger Cause D2(-2)		1.35695	0.26124
Lags: 3
D2 does not Granger Cause D1	128	1.15541	0.32975
D1 does not Granger Cause D2		1.17021	0.32403
Lags: 4
D2 does not Granger Cause D1	127	0.75236	0.55837
D1 does not Granger Cause D2		0.83046	0.50837

Trong đó D1 =

NDA , D2 =

DMB

NFA DMB

Từ lý luận cơ bản về mối quan hệ nhân quả giữa tài sản nội địa và dự trữ ngoại tệ, sử dụng số liệu thu được từ tháng 1 năm 1995 đến tháng 12 năm 2005, sử dụng kiểm định Granger chúng ta có kết quả về mối quan hệ này trong bảng 2.14. Trong các mô hình, giả thiết H0 được đưa ra một biến không là nguyên nhân của biến kia trong mô hình hồi qui. Kết quả cho thấy chỉ có

mối quan hệ giữa

đều bác bỏ H1.

NDA DMB

và NFA

DMB

là bác bỏ H0, còn các mối quan hệ khác

Kiểm định Sim cho kết quả

NFA DMB

= 0,012 -0,0074* NDA

DMB

(-2) –0,0136* NDA

DMB

(-1) – 0,0508* NDA

DMB

T (6,64)* (-0,785) (-1,19) (-4,34)*

– 0,02* NDA

DMB

(1) – 0,008* NDA

DMB

(2) (2.93)

(-1,74)** (-0,85)

R2 = 0,2148 F = 5,4270 DW = 2,0491

NDA DMB

=0.0284 + 0.2870* NFA

DMB

(-2) + 0.8551* NFA

DMB

(-1) - 3.9518* NFA

DMB

T (2,1)* (0,37) (0,97) (-4,47)*

+1.5696* NFA

DMB

(1) - 0.4774* NFA

DMB

(2) (2.94)

(1,78)** (-0,6)

R2 = 0,2831 F = 7,835 DW = 2,097

Các kết quả thu được từ kiểm định Granger và kiểm định Sim cho thấy các biến trễ của NDA và NFA đều chấp nhận giả thiết H0, tức là NDA không là nguyên nhân của NFA và ngược lại. Chỉ có chính giá trị tại thời điểm đang nghiên cứu, với mức ý nghĩa 15% trong kiểm định Granger và với mức ý nghĩa 5% trong kiểm định Sim, kết quả đZ bác bỏ giả thiết H0, thừa nhận giả thiết H1. Điều đó cho phép kết luận là có tồn tại mối nhân quả giữa NDA và

NFA. Như vậy mỗi sự gia tăng của luồng tài sản ngoại tệ kéo theo sự suy giảm luồng tài sản nội địa và ngược lại.

2.5.4 Mô hình điều hoà thị trường hối đoái

Một đề xuất có tính lý thuyết cơ sở cho mô hình điêù hoà thị trường hối

đoái là bất kỳ một sự mất cân bằng nào đó trong thị trường tiền tệ có thể được

điều chỉnh bởi một sự thay đổi trong dự trữ ngoại hối, một sự thay đổi tỷ giá hoặc bởi một sự kết hợp giữa các chế độ tỷ giá hối đoái cố định, thả nổi hay tỷ giá hối đoái thả nổi có điều tiết. ë đây cần nhận thấy rằng bất kỳ một cú sốc từ bên trong hay bên ngoài không phải được gây ra bởi một mình cán cân thanh toán. Với chế độ tỷ giá hối đoái có điều tiết, sự biến động của tỷ giá ảnh hưởng đến sự thay đổi luồng tài sản ngoại tệ đZ được xét ở trên. Tuy nhiên như kết quả đZ đưa ra, khối lượng xuất nhập khẩu chiếm tỷ trọng lớn trong cán cân thanh toán. Điều này cho thấy sức sản xuất phát triển, kéo theo sự gia tăng của tài sản nội địa cũng như tài sản ngoại tệ. Những sự thay đổi đó cũng kéo theo thay đổi cung cầu ngoại tệ ([4], trang 393) và từ đó làm thay đổi tỷ giá. Bởi vậy chúng ta sẽ xem xét tỷ giá như là một biến nội sinh trong mô hình điều hoà.

Phương trình ước lượng cho mô hình điêù hoà thị trường hối đoái như là một hàm của tăng trưởng thu nhập thực, tỷ lệ tăng trưởng của giá ngoại tệ và những sự thay đổi trong tài sản nội địa dòng tương ứng với tiền cơ sở khả dụng. Các phương trình cơ bản của MABP là:

1/ MD = k.P.Q (2.95)

2/ MS = m. DMB = m ( NFA + NDA – RR) (2.96)

3/ P = X.Pf (2.97)

4/ MS = MD (2.98)

Phương trình thứ nhất là phương trình cân bằng tiền mặt Cambridge, trong đó nó chỉ ra rằng cầu tiền thực như là một tỷ lệ không đổi (k) của thu nhập thực (Q). Phương trình thứ hai là phương trình cung tiền mà nó chỉ ra

rằng cung tiền là bội của tiền cơ sở khả dụng. Phương trình thứ ba chỉ ra rằng sức mua tương ứng với giá nội địa là kết quả của giá ngoại tệ (Pf) và tỷ giá hối

đoái của một đồng nội tệ với tiền ngoại tệ (X). Phương trình thứ tư là điều kiện cân bằng trên thị trường tiền tệ.

Thế phương trình (2.97) vào (2.95) sau đó đưa vào phương trình (2.98), thực hiện sai phân theo loga ta có

lnm + NFA/DMB + NDA/DMB - RR/DMB = lnX + lnPf + lnQ

NFA/DMB -lnX = lnQ + lnPf - NDA/DMB - lnm + RR/DMB (2.99)

Trong chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt sẽ không có những sự thay đổi trong lượng tiền dự trữ. Khi đó những cú sốc về tiền tệ sẽ được hạn chế do sự thay đổi tỷ giá. ë ngắn hạn, khi luồng ngoại tệ không đổi, tức là không có sự gia tăng, NFA/DMB= 0, vế phải (2.99) trở thành phương trình xác định tỷ giá. Với cơ chế tỷ giá không đổi, lnX= 0, (2.97) sẽ xác định vị thế của dự trữ ngoại hối trong cán cân thanh toán. Còn trong trường hợp cả hai nhân tố này khác 0, mức chuyên lệch giữa hai nhân tố được xác định nhờ các biến vế phải của phương trình. Do X là tỷ giá hối đoái giữa một đô la với một số đơn vị tiền tệ của Việt nam (đồng) nên mỗi sự tăng của X thực chất là một sự giảm giá trị của đồng tiền nội địa. Còn khi đồng tiền ngoại tệ giảm giá, nghĩa là tăng trưởng của X âm, thành phần này bổ sung cho NFA/DMB để tạo ra sự điều hoà thị trường hối đoái.

Thực hiện hồi qui (2.99), sau khi điều chỉnh tự tương quan bậc nhất thu

được ( Phụ lục D)

(NFA/DMB-lnX)=0,323*lnQ + 0,609*lnPf – 0,103*NDA/DMB - T (1,8)** (6,16)* (-4,396)*

0,083*lnm + 0,072*RR/DMB (2.100) (-3,18)* (1,06)

R2 = 0,338 F = 11,548* DW = 2,142

ë đây X là tỷ giá hối đoái của Việt nam, Pf là chỉ số giá ngoại tệ2. Tất cả các hệ số hồi qui đều có ý nghĩa thống kê và phù hợp về dấu, ngoại trừ hệ số của tỷ lệ dự trữ bắt buộc. Kết quả cho thấy mỗi sự thay đổi tài sản nội địa ròng làm thay đổi 10% sự biến động của sự điều hoà thị trường hối đoái theo chiều ngược lại.

Hồi qui đơn lẻ cho các biến vế trái thu được (5. Phụ lục D)

NFA/DMB = 0,450*lnQ - 0,124*lnPf – 0,123*NDA/DMB - T (2,36)* (-1,28) (-5,34)*

0,106*lnm + 0,151*RR/DMB (2.101) (-4,09)* (2,26)*

R2 = 0,1744 F = 17,48* DW = 2,166

lnX = 0,177*lnQ - 0,758*lnPf – 0,028*NDA/DMB - T (2,144)* (-20,44)* (-3,186)*

0,003*lnm + 0,094*RR/DMB (2.102) (-3,11)* (3,71)*

R2 = 0,7025 F = 52,89* DW = 2,072

Các hệ số hồi qui trong hai phương trình có dấu thoả mZn yêu cầu và

đều có ý nghĩa thống kê, ngoại trừ dấu của chỉ số giá ngoại tệ trong phương trình đầu. Hệ số vô hiệu trong các phương trình đều khác –1 có ý nghĩa và xấp xỉ bằng nhau. Đặc biệt tác động của các biến ngoại sinh đến sự thay đổi tỷ giá trong phương trình (2.102) rất nhỏ ngoại trừ sự biến động của giá ngoại tệ và sự thay đổi của thu nhập. Hệ số R2 của phương trình rất lớn cho thấy tính thích hợp của nó trong phân tích. Dấu của chỉ số giá ngoại tệ âm phù hợp với lý thuyết kinh tế và kết quả của phương trình này đZ cho chúng ta một hướng xem xét trong quá trình xây dựng một chế độ tỷ giá hối đoái hợp lý dựa trên những nhân tố có thể xác định được, trong đó nhân tố ảnh hưởng lớn nhất chính là chỉ số giá Pf của quốc gia mà đang cần xây dựng tỷ giá hối đoái đối với quốc gia đó và nhân tố tăng trưởng thu nhập.

Ghi chó:

1. Mức độ vô hiệu ở mỗi nước có khác nhau. Các kết quả nghiên cứu hệ số triệt tiêu ở Nhật bản trong thời kỳ 1960 cho kết quả hệ số này là 0,77, còn ở Italia hệ số này là 0,43. Trong giai đoạn 1984 đến 1995, hệ số vô hiệu của Thái lan là - 0,68, của Indonesia là - 0,40, của Hàn quốc là - 0,74. Theo kết quả của nhóm nghiên cứu thuộc Vụ Chính sách tiền tệ, NHTW, trong giai

đoạn 1991 đến 2000, hệ số vô hiệu của Việt nam là - 0,58.

2. Số liệu cho chỉ số giá ngoại tệ được tác giả tính toán dựa trên đẳng thức P = X.Pf , trong đó P là chỉ số CPI của Việt nam, X là tỷ lệ tăng trưởng của tỷ giá hối đoái, từ đó ta có Pf.