62
C1: thu
: xá
nhập bị mất đi (đại diện bằng chi phí cơ hội) khi DTNH lớn hơn 0;
c suất xảy ra DTNH bằng 0 (xác suất vỡ nợ quốc gia);
Có thể bạn quan tâm!
-
Kết Hợp Nợ Nước Ngoài Ngắn Hạn Và Thâm Hụt Tài Khoản Vãng Lai -
Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Dự Trữ Ngoại Hối -
Các Nhận Xét Rút Ra Nhằm Xây Dựng Mô Hình Thực Nghiệm Cho Việt Nam -
Xây Dựng Mô Hình Ước Lượng Mức Dự Trữ Ngoại Hối Tối Ưu Của Việt Nam -
Cách Tính Các Biến Và Kỳ Vọng Dấu Của Mô Hình Thực Nghiệm -
Loại Dữ Liệu Và Nguồn Thu Thập Dữ Liệu Cho Phương Pháp Dựa Theo Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Dtnh
Xem toàn bộ 313 trang tài liệu này.
(1- π): xác suất xảy ra DTNH lớn hơn 0.
Chi phí cơ hội
Là khoản thu nhập bị mất đi khi nắm giữ ngoại hối, được tính bằng chênh lệch giữa hiệu suất biên của vốn trong nền kinh tế và lãi suất thu được khi đầu tư ngoại hối dự trữ. Nói cách khác, chi phí của việc nắm giữ ngoại hối là lãi suất có thể đạt được nếu chuyển DTNH thành vốn để đầu tư trong nước và lãi suất thực sự thu được khi đầu tư ngoại hối đang dự trữ. Công thức tính chi phí cơ hội như sau.
C1 = rR (2.2)
với C1 là chi phí cơ hội ; r là chênh lệch giữa hai mức lãi suất và R là DTNH.
Chi phí tổn thất do vỡ nợ quốc gia
Ben-Bassat và Gottlieb (1992) cho rằng hầu hết các nước đang phát triển đều mượn nợ từ thị trường quốc tế và vì vậy, cần đảm bảo DTNH ở một mức nhất định để duy trì uy tín và xếp hạng tín nhiệm. Việc cạn kiệt DTNH đột ngột sẽ làm giảm uy tín quốc gia, chi phí vay mượn nợ tăng cao hơn đồng thời nguồn cung tín dụng dành cho quốc gia cũng giảm đi. Điều này làm cho việc cạn kiệt DTNH càng kéo dài hơn và trầm trọng hơn. Từ đó, khủng hoảng nợ quốc gia có thể xuất hiện, gây nên tổn thất quốc gia là sản lượng quốc gia bị sụt giảm. Vì vậy, chi phí do vỡ nợ hay chi phí do cạn kiệt DTNH có thể được xem như là tổn thất sản lượng quốc gia do vỡ nợ. Trong nghiên cứu thực nghiệm, Ben-Bassat và Gottlieb (1992) và các nghiên cứu kế thừa đều sử dụng tổn thất sản lượng quốc gia do khủng hoảng hoặc do vỡ nợ làm thước đo chi phí cạn kiệt DTNH.
Ben-Bassat và Gottlieb (1992) cho rằng khi xảy ra vỡ nợ, mức độ tăng trưởng sản lượng quốc gia sẽ giảm đi trong vài năm kế tiếp nên đã tính sản lượng tiềm năng trong vài năm sau hiện tượng vỡ nợ với giả thiết tốc độ tăng trưởng vẫn tiếp tục như trước khi quốc gia vỡ nợ. Tốc độ tăng trưởng này có thể tính bằng cách lấy trung bình của tốc độ tăng trưởng vài năm trước khi vỡ nợ. Phần tổn thất sản lượng quốc gia hay chi phí do cạn kiệt DTNH chính là tổng của chênh lệch giữa sản lượng tiềm
63
năng và sản lượng thực tế trong các năm bị suy giảm tốc độ tăng trưởng sản lượng sau khi vỡ nợ. Tuy nhiên, trong nghiên cứu thực nghiệm, nếu quốc gia chưa xảy ra hiện tượng vỡ nợ, các nghiên cứu sẽ lấy thời điểm xảy ra các cuộc khủng hoảng thế giới làm suy giảm tốc độ tăng trưởng sản lượng quốc gia làm căn cứ tính tổn thất sản lượng quốc gia.
Xác suất vỡ nợ quốc gia và xác suất vỡ nợ biên của quốc gia
Quốc gia có mức DTNH cao sẽ dễ vay nợ trên thị trường quốc tế hơn và vì vậy, khó có thể rơi vào tình trạng không trả được nợ nước ngoài hay nói cách khác, xác suất vỡ nợ giảm đi. Vì vậy, xác suất vỡ nợ chịu sự ảnh hưởng của DTNH và có mối quan hệ ngược chiều với DTNH.
Ngoài ra, rủi ro vỡ nợ của quốc gia còn phụ thuộc vào một loạt các yếu tố và các chỉ số cơ bản của nền kinh tế. Theo Ben-Bassat và Gottlieb (1992), tập hợp các biến kinh tế ảnh hưởng đến rủi ro vỡ nợ của quốc gia bao gồm vấn đề về thanh khoản với bên ngoài quốc gia (thể hiện ở tỷ số giữa DTNH và nhập khẩu, sự biến động của cán cân thanh toán, GDP thực bình quân đầu người…), khả năng thanh toán trong dài hạn (đại diện bởi tỷ lệ giữa nợ với xuất khẩu, tỷ lệ giữa sản lượng và vốn…), khả năng quản lý vĩ mô nói chung (qua các chỉ tiêu như lạm phát…).
ng nê
=
được
( ,
th
)
ể h
v
n:
=
Như vậy, xác suất vỡ nợ quốc gia là một hàm theo DTNH và tập hợp các biến kinh tế ảnh hưở n iệ
R < 0
à (2.3)
l
DTN
R
ợp
ỡ nợ t
ảnh
(ma
R
trong đó: à xác suất vỡ nợ quốc gia; R là H; Z là tập h các biến kinh tế hưởng đến rủi ro vỡ nợ của quốc gia; là xác suất v biên quốc gia rginal probability of default), được tính bằng đạo hàm của heo R đồng thời phải nhỏ hơn 0 để thể hiện mối quan hệ ngược chiều giữa DTNH và xác suất vỡ
nợ quốc gia.
(i) Cách xác định xác suất vỡ nợ
Cách tính xác suất vỡ nợ quốc gia được dựa trên phí phải trả khi quốc gia mượn nợ nước ngoài, có thể xem là thước đo rủi ro quốc gia (Ozyildirim và Yaman, 2005). Thị trường tài chính quốc tế đánh giá xác suất vỡ nợ và thể hiện rủi ro này vào trong
64
(chẳ chủ
)
rủi vay
)(
(trườn hoản
) =
ợp 1 hông
*
phí phải trả hay chênh lệch lãi suất nợ nước ngoài của quốc gia. Chênh lệch lãi suất ở đây chính là chênh lệch giữa lãi suất i tính cho quốc gia có rủi ro và lãi suất i* tính cho khoản nợ không có rủi ro quốc gia ng hạn như LIBOR). Theo thuyết kỳ vọng, khi cho quốc gia có rủi ro mượn nợ, nợ kỳ vọng rằng trong trường hợp quốc gia không gặp ro g h - thì thu nhập thu được phải tương đương với khi cho một k nợ k gặp rủi ro. Điều này có nghĩa:
(1 − 1 + 1 + (2.4)
với i là lãi suất khi cho vay quốc gia có rủi ro và i* là lãi suất khi cho vay không có rủi ro.
hươ
=
g tr
*
ình
xác
=
u
ất v
*
ỡ
Chuyển vế p n (2.4) để tính s nợ, thu được:
1 − và (2.5)
ơng
hư
tr
nh
(2.5)
*
*
c
Các p ì ó thể được viết theo cách khác:
= (2.6)
*
*
th
ường được gọi là phí bù đắp rủi ro quốc gia.
Đồng thời, Ben-Bassat và Gottlieb (1992) cho rằng tính xác suất vỡ nợ theo hàm xác suất logistic là phù hợp vì hàm này thể hiện được sự ảnh hưởng đến rủi ro vỡ nợ
ia củ
nợ đư
p c
f
Theo
m xác s
f
a
=
quốc g tậ hợp các biến kinh tế có ảnh hưởng. hà uất logistic, xác
ợ th
f
ể hi
suất vỡ ện như sau:
hay có thể viết cách khác: = (2.7)
với ef là hàm mũ của tập hợp các biến kinh tế ảnh hưởng đến rủi ro vỡ nợ quốc gia.
ình (2
.7) có
= l
ể viết
f) =
lại nh
Phương tr th ư sau:
ln n( (2.8)
n đã đ
uốc g
=
ề cập, ia.
( i)
f Vì v
=
là mộ ậy, f
0 +
m tập h
ể được
it it
ợp vi
+
Z các
ết như
t
Như trê t hà biến kinh tế ảnh hưởng đến rủi ro vỡ
t
h
nợ của q có sau:
∑ (2.9)
65
nh tế có
là s
n này, 2.6) và
0 +
i số của ào phư
it it
ph ơn
+
ương tr trình
t
trong đó: Zi là số biến ki ảnh hưởng đến rủi ro vỡ nợ và a0, ai là các hệ số tương ứng với số biế a ình hồi quy.
ng
trìn
*
)
*
h
.8
) v
hươ
(
ln(
=
Thay p (2 g (2.9) thu được:
∑ (2.10)
*
đ
*
ã
biế
tính
).
Với tập hợp các biến Zi và phí bù đắp rủi ro t, các hệ số của hàm f được ước lượng. Sau khi đã xác định được hàm f là hàm phí bù đắp rủi ro, dựa vào
phương trình (2.7), có thể tính được xác suất vỡ nợ (
c su
R)
(ii) Cách xác định xá ất vỡ nợ biên
Xác suất vỡ nợ biên ( có thể tính được bằng cách lấy đạo hàm phương trình (2.8) theo R với hàm f đã được xác định.
Ước lượng mức DTNHTU
phương trình (
= 0 +
2.2)
(1 −
ào (
)
2.1), n
=
hư vậy:
0 +
Thay v
−
(2.11)
o dự
là
DTNH đạt được mức tối ưu khi tổng chi phí của DTNH ở mức tối thiểu. Như vậy, mức DTNHTU là mức dự trữ mà tại đó, tổng chi phí EC đạt mức tối thiểu. Nói cách khác, mức DTNHTU là mức dự trữ mà tại đó, đạo hàm của tổng chi phí EC the
trữ ngoại hối R bằng 0.
heo R sẽ thu
= 0
đ
ượ
c:
Lấy đạo hàm của EC (phương trình 2.11) theo R và cho bằng 0 với lưu ý rằng hàm t
+
− *
−
= 0
(2.12)
(2.3
R (
) vào phư
0 −
ơng
*) +
2.12
)
) được
= 0
Thay trình ( :
(1 − (2.13)
R*
ượ
Tính là mức DTNHTU từ phương trình (2.13) bằng cách chuyển vế R*, mô hình
mứ
c DT
HT
ước l ng N U thể hiện như sau:
0
* = + (2.14)
R
6
v
6
R
Trong mô hình trên, các biến số C0, r, à đã được nêu rõ cách xác định nên có thể ước lượng được R*.
2.5.3.2. Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan
Ben-Bassat và Gottlieb (1992) sử dụng dữ liệu theo năm từ 1964 đến 1988 của Israel để xây dựng mô hình xác định DTNHTU cho Israel. Các tác giả nhận định vào thời điểm 1980, Israel gặp phải khủng hoảng nghiêm trọng trong thị trường vốn và lạm phát tăng đến gần 500%. Cho đến năm 1985, các yếu tố vĩ mô mới dần ổn định lại. Các tác giả đã tính tổn thất sản lượng cho Israel trong giai đoạn này với mức trung bình là 195% GNP cho mỗi năm. Tổn thất này được sử dụng làm chi phí khi cạn kiệt DTNH. Để tính chi phí cơ hội, nghiên cứu chọn lãi suất đầu tư DTNH là mức trung bình của lãi suất tiền gởi ngắn hạn của USD và mark Đức và trọng số được dựa theo giá trị nhập khẩu của Israel từ Mỹ và Đức. Lãi suất có thể thu được nếu chuyển ngoại hối sang vốn được đại diện bởi lãi suất đầu tư vào hạ tầng cơ sở của chính quyền. Bên cạnh đó, để tính xác suất vỡ nợ, nghiên cứu chọn các biến kinh tế ảnh hưởng đến rủi ro vỡ nợ quốc gia cho hàm f là tỷ lệ DTNH/nhập khẩu, tỷ lệ nợ quốc gia/ xuất khẩu. Riêng phí bù đắp rủi ro được tính dựa vào lãi suất phi rủi ro i* là LIBOR và lãi suất có rủi ro i là lãi suất mượn nợ nước ngoài của khu vực công Israel. Bằng cách sử dụng phương pháp OLS và 2SLS để thực hiện hồi quy cho phương trình tính phí bù đắp rủi ro, các tác giả nhận thấy phương pháp 2SLS cho kết quả chính xác hơn. Với việc ước tính đầy đủ các thông số cho công thức tính R*, mức DTNHTU cho Israel được xác định và thấp hơn mức DTNHTT trong hầu hết các năm của giai đoạn nghiên cứu. Các tác giả cũng so sánh phương pháp do họ đề xuất với các phương pháp truyền thống và thấy rằng phương pháp họ đề xuất giải thích được nhu cầu DTNH tốt hơn các phương pháp truyền thống.
Ozyildirim và Yaman (2005) dựa vào mô hình của Ben-Bassat và Gottlieb (1992) đồng thời sử dụng dữ liệu theo quý từ quý 1/1988 đến quý 4/2002 để xây dựng mô hình DTNHTU cho Thổ Nhĩ Kỳ. Tuy nhiên, nghiên cứu lại chọn các biến kinh tế ảnh hưởng đến rủi ro quốc gia hoàn toàn khác với Ben-Bassat và Gottlieb (1992). Các biến này bao gồm thứ nhất là tỷ lệ nhập khẩu/GDP tượng trưng cho độ mở của nền kinh tế. Độ mở càng lớn, quốc gia càng dễ gặp phải các cú sốc bên ngoài, khả năng rủi ro xảy ra làm cạn kiệt DTNH cũng tăng lên. Biến thứ hai là tỷ lệ dòng vốn
67
ngắn hạn/ DTNH. Tỷ lệ này càng cao càng dễ xảy ra rủi ro cho quốc gia vì dễ gây ra tổn thương tài chính với tốc độ di chuyển nhanh của dòng vốn này. Biến cuối cùng là tỷ lệ tiền gởi ngoại tệ/ tiền gởi nội tệ cũng có ảnh hưởng vì nghiên cứu cho rằng Thổ Nhĩ Kỳ là đất nước bị đô la hóa cao, tiền gởi ngoại tệ khá lớn trong nền kinh tế và nếu bị rút ra sẽ gây ra rủi ro cho quốc gia nên nhất thiết biến này phải được đưa vào phương trình hồi quy. Phí bù đắp rủi ro là chênh lệch giữa lãi suất mượn nợ nước ngoài của Thổ Nhĩ Kỳ và lãi suất LIBOR. Lãi suất mượn nợ nước ngoài cũng được xem là đại diện cho chi phí cơ hội. Tác giả sử dụng phương pháp GMM để thực hiện hồi quy phương trình xác định xác suất vỡ nợ. Riêng về xác định tổn thất sản lượng, các tác giả sử dụng các nghiên cứu trước đây về tổn thất của Thổ Nhĩ Kỳ trong các cuộc khủng hoảng và rút ra kết luận là mức tổn thất sản lượng là từ mức cận dưới là 5% đến cận trên là 18% GDP. Các tác giả đã tính mức DTNHTU cho Thổ Nhĩ Kỳ theo ba mức tổn thất sản lượng là 5% GDP, 10% GDP và 18%GDP. Kết quả cho thấy ngay cả ở mức tổn thất sản lượng thấp nhất là 5%GDP, DTNHTT của Thổ Nhĩ Kỳ cũng thấp hơn mức DTNHTU. Vì vậy, Thổ Nhĩ Kỳ cần gia tăng DTNH nhiều hơn để có thể đối phó với các cú sốc và tránh rủi ro vỡ nợ xảy ra.
Tecnica (2012) cũng vận dụng mô hình của Ben-Bassat và Gottlieb (1992) và dữ liệu theo quý thuộc giai đoạn quý 2/1995 đến quý 1/2012 để xác định mức DTNHTU cho Colombia. Các biến kinh tế có ảnh hưởng được đưa vào phương trình xác định xác suất vỡ nợ bao gồm: tỷ lệ nhập khẩu /GDP, tỷ lệ DTNH /nợ nước ngoài phải thanh toán cho năm kế tiếp, tỷ lệ nợ nước ngoài /xuất khẩu, tỷ lệ chi tiêu của chính phủ /GDP và tác giả sử dụng phương pháp 2SLS để thực hiện hồi quy. Tổn thất vỡ nợ được xác định là từ 5% đến 12% GDP. Kết quả cho thấy mức DTNHTU là 34,09 tỷ USD tính cho quý mới nhất trong thời gian nghiên cứu là quý 1/2012 tại mức tổn thất vỡ nợ 10% GDP, khá sát mức DTNHTT là 31,909 tỷ USD.
Prabheesh (2013) vận dụng mô hình của Ben-Bassat và Gottlieb (1992) để ước tính mức DTNHTU cho Ấn Độ với dữ liệu được lấy trong giai đoạn quý 2/1994 đến quý 4/2009 trong đó, nợ nước ngoài ngắn hạn chỉ có dữ liệu theo năm nên tác giả đã dùng phương pháp nội suy để tạo thành dữ liệu quý. Tuy nhiên, trong việc ước lượng các biến số của mô hình tính mức DTNHTU, nghiên cứu đã áp dụng các phương pháp và kỹ thuật tính toán hiện đại hơn. Cụ thể, để tính toán chi phí khi cạn
68
kiệt DTNH, hay nói cách khác là chi phí vỡ nợ, tác giả dùng phương pháp Lọc HP để ước tính sản lượng tiềm năng và dựa vào đó để tính độ lệch tổn thất sản lượng. So sánh các mức độ lệch, tác giả chọn độ lệch tổn thất sản lượng thấp nhất là 4.8% và cao nhất là 7.5%. Khi tính xác suất vỡ nợ, các biến kinh tế có ảnh hưởng đến rủi ro quốc gia được đưa vào mô hình gồm có độ biến động của vốn đầu tư gián tiếp, tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn /DTNH và thâm hụt ngân sách/GDP. Theo tác giả, độ biến động cao của vốn đầu tư gián tiếp là một tín hiệu cảnh báo tài khoản tài chính dễ bị tổn thương và rủi ro quốc gia có thể gia tăng, phí bù đắp rủi ro sẽ tăng cao hơn. Để tính độ biến động của vốn đầu tư gián tiếp, tác giả dùng mô hình ARCH để ước lượng. Tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn /DTNH cao cũng phát tín hiệu cảnh báo đến các nhà đầu tư nước ngoài là rủi ro quốc gia có thể tăng và họ đòi hỏi phí bù đắp rủi ro cao hơn. Thâm hụt ngân sách/GDP tăng ngầm ý khả năng trong tương lai, quốc gia sẽ gặp nhiều khó khăn khi trả nợ nước ngoài và rủi ro vỡ nợ có xác suất tăng lên, phí bù đắp rủi ro tăng cao hơn. Để tính phí bù đắp rủi ro, tác giả chọn LIBOR đại diện cho lãi suất phi rủi ro và lãi suất có rủi ro là mức trung bình của lãi suất mượn nợ nước ngoài của Ấn Độ và lãi suất tiền gởi Ấn Độ dành cho người nước ngoài. Chi phí cơ hội là lợi suất trái phiếu kho bạc 91 ngày của Ấn Độ. Ngoài ra, khi ước lượng xác suất vỡ nợ, tác giả sử dụng phương pháp ARDL nhằm xác định mối liên kết trong dài hạn giữa các biến trong mô hình hồi quy. Kết quả cho thấy mức DTNHTU luôn thấp hơn mức DTNHTT trong suốt giai đoạn được nghiên cứu, ngoại trừ năm 1997-1998. Điều này cũng có ý nghĩa rằng chính phủ Ấn Độ có thể đưa ra các chính sách nhằm sử dụng phần vượt trội của DTNH so với mức tối ưu vào các hoạt động kinh tế cần thiết, giúp gia tăng hiệu quả của nền kinh tế.
Tule và cộng sự (2015), thuộc NHTW Nigeria, nối tiếp theo sau, cũng dựa vào mô hình của Ben-Bassat và Gottlieb (1992) cùng với cách tính toán các biến số của Prabheesh (2013) để đi tìm mức DTNHTU cho Nigeria. Dựa trên dữ liệu của Nigeria giai đoạn quý 1/2000 đến quý 1/2014, các tác giả đã xác định mức DTNHTU cho Nigeria tương tự như cách làm của Prabheesh (2013). Tuy nhiên, các tác giả đã thay đổi trong việc áp dụng phương pháp tính và cách tính toán vài biến số. Để ước lượng độ biến động của vốn đầu tư gián tiếp, họ dùng mô hình GARCH, thay vì ARCH như Prabheesh (2013) đã thực hiện. Để xác định xác suất vỡ nợ,
69
nghiên cứu thực hiện hồi quy phương trình các biến kinh tế bằng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết đa biến của Johansen để xác định mối liên kết trong dài hạn của các biến. Phí bù đắp rủi ro được tính bằng chênh lệch giữa lãi suất phi rủi ro là lãi suất trái phiếu USD 90 ngày của Mỹ và lãi suất có rủi ro là mức trung bình có trọng số của LIBOR và lãi suất trái phiếu kho bạc của Nigeria với trọng số được tính dựa vào tỷ trọng nợ trong nước và nợ nước ngoài so với tổng nợ. Lãi suất trái phiếu kho bạc 91 ngày của Nigeria cũng đại diện cho chi phí cơ hội. Riêng về tổn thất vỡ nợ, các tác giả cũng dùng phương pháp Lọc HP và cho kết quả mức tổn thất thấp nhất là 32,4% GDP và mức tổn thất cao nhất là 52,8% GDP. Sau khi tính toán các biến số và đưa vào mô hình tính R*, mức DTNHTU được xác định thấp hơn mức DTNHTT hiện hành của quốc gia. Tuy nhiên, các tác giả cho rằng dòng vốn đầu tư gián tiếp hay nói cách khác là dòng tiền nóng đầu tư vào nền kinh tế Nigeria chưa được tính đến. Vì vậy, các biện pháp nhằm bổ sung và tăng nguồn DTNH vẫn phải thực hiện.
Phương pháp tiếp cận “chi phí – lợi ích” của DTNH tuy không mới nhưng cách lập luận và tính toán tương đối phức tạp nên tại Việt Nam, tác giả dù cố gắng tìm kiếm nhưng chưa thấy nghiên cứu thực nghiệm nào sử dụng phương pháp này để tính toán mức DTNHTU.
2.5.4. Các nhận xét rút ra nhằm xây dựng mô hình thực nghiệm cho Việt Nam
Từ phương pháp tiếp cận chi phí–lợi ích của DTNH và các nghiên cứu thực nghiệm liên quan được phân tích ở trên, các nhận xét được rút ra nhằm giúp xây dựng mô hình thực nghiệm phù hợp cho Việt Nam theo phương pháp này trong chương 3.
Thứ nhất, giả thiết của mô hình của Frankel và Jovanovic (1981) cho rằng việc biến động của giao dịch quốc tế dẫn đến sự mất cân bằng cán cân thanh toán của một quốc gia là ngẫu nhiên hoàn toàn chưa đúng cho các nước đang phát triển. Rõ ràng thâm hụt cán cân thanh toán và phải vay nợ từ thị trường vốn quốc tế là hiện tượng phổ biến ở các nước này. Điều này tạo nên một đặc điểm nổi bật của các quốc gia đang phát triển là có thể gặp phải rủi ro quốc gia tức là rủi ro vỡ nợ.
Trong khi đó, mô hình của Ben-Bassat và Gottlieb (1992) đã bổ sung vào yếu tố rủi ro quốc gia nên mô hình này có thể áp dụng cho các nước đang phát triển và mới