Xác Định Mô Hình Tính Phí Bù Đắp Rủi Ro Nhằm Tính Xác Suất Vỡ Nợ Quốc Gia

− (

thị mịn hơn nhưng không khác biệt quá nhiều so với chuỗi gốc yt. Vì vậy, Hodrick

đề

ất

ọn gt

t) +

o ch

và Prescott (1981) ch

(

t −

t-1)

t-1 −

t-2)]

[

(

{ t}

t) là

−

đó

rong

(

∑

−

t −

tổ

t-1

ng bìn

−t-1

h ph

−

ương

t-2 ]

chênh

là ph

lệch giữa chuỗi gốc yt và đường xu thế gt

[

ần đánh đổi giữa độ mịn của đường xu

thế g

độ bá

đư

thế

cà

t và phần thay đổi độ dốc của đường xu thế. Độ mịn của đường xu là mức m sát chuỗi gốc của đường xu thế.

er).

ợc gọi là hệ số làm mịn đường xu thế (smoothing paramet Nếu ng lớn,

đường xu thế càng mịn. Thông thường, nếu dữ liệu theo quý thì 1600.

Dựa vào phương pháp Lọc HP, Prabheesh (2013) cũng như Tule và cộng sự (2015) ước tính tốc độ tăng trưởng GDP tiềm năng hoặc tính GDP tiềm năng, sau đó so sánh với tốc độ tăng trưởng GDP thực tế hay GDP thực tế để tính khoản chênh lệch là tổn thất sản lượng. Áp dụng tương tự, cách thực hiện cho Việt Nam như sau.

Đầu tiên, dựa vào tốc độ tăng trưởng GDP bị suy giảm sau khủng hoảng 2008 của Việt Nam, tác giả xác định được giai đoạn bị sụt giảm tốc độ tăng trưởng GDP là giai đoạn 2008 – 2012.

m năng (ký hi

t − Tt)

ệu là g

tiề

) được xác đị

Tt − T

nh dựa v

t-1) − (

ào công thứ

Tt-1 −

c sau:

Tt-2)]

Lọc HP, G

{

Tiếp theo, tác giả dùng phương pháp Lọc HP trong phần mềm Stata 13.0 để ước tính giá trị GDP tiềm năng. GDP tiềm năng này được xem như là GDP mà Việt Nam có thể đạt được nếu không có khủng hoảng 2008 xảy ra. Theo phương pháp

min (

Tt}

[

(

Sau đó, tác giả tính chênh lệch giữa GDP thực tế và GDP tiềm năng trong giai đoạn 2008 – 2012 bị suy giảm tốc độ tăng trưởng GDP. Thực tế khi tính GDP tiềm năng cho thấy hiệu ứng suy giảm kéo dài đến quý 2/2013 nên giai đoạn bị suy giảm được đưa vào tính mức chênh lệch là giai đoạn quý 1/2008 – quý 2/2013.

Phần chênh lệch này được xem như đại diện cho tổn thất sản lượng của Việt Nam nếu có vỡ nợ xảy ra đối với Việt Nam. Nói cách khác, phần chênh lệch này chính là

0 trong

chi phí tổn thất do vỡ nợ quốc gia được tính cho Việt Nam, được ký hiệu là mô hình (3.1).

3.3.2.3. Xác định mô hình tính phí bù đắp rủi ro nhằm tính xác suất vỡ nợ quốc gia và xác suất vỡ nợ biên quốc gia

ựa

và

)

t của mô hìn

0 +

assat

phí bù

it it

và

đắ

Gottli p rủi r

h d

ln(

Theo mô hình lý thuyế Ben-B eb (1992) ở mục 2.5, xác suất vỡ

nợ được tín

h o sau đây.

tín

∑ (3.2)

i là

h tế

;

p hợp

hí bù đ

i và

ắp rủ

là s

với tậ các biến k ó ảnh hưởng đến rủi ro vỡ nợ quốc gia và tác động đến p i ro là 0 là hệ số chặn; ai là các hệ số tương ứng với số biến kinh tế ai số của phương trình hồi quy.

Như vậy, cần xác định cách tính các biến của mô hình tính phí bù đắp rủi ro (3.2).

Xác định biến phụ thuộc

ù đ

phí

ắ

Biến phụ thuộc là logarit tự nhiên của phí bù đắp rủi ro quốc gia, ký hiệu là lnriskp. Theo mô hình lý thuyết, p rủi ro quốc gia được tính theo công thức:

(3.3)

với: i được xem là lãi suất khi cho vay quốc gia có rủi ro vỡ nợ và i* là lãi suất khi cho vay không có rủi ro. Như đã thảo luận trong mục 2.5.4, khi thực nghiệm cho Việt Nam, i được đo bằng lãi suất cho vay VND và i* được tính bằng lãi suất LIBOR của USD kỳ hạn 3 tháng.

iế

n p

Với i và i* đã biết đồng thời dựa vào công thức (3.3), phí bù đắp rủi ro sẽ được tính ra với đơn vị tính tương tự lãi suất là %/năm. Sau đó, logarit tự nhiên của phí bù đắp rủi ro được tiến hành để có chuỗi số liệu của b hụ thuộc. Như vậy:

lnriskp = ln(

Xác định các biến độc lập

Như mục 2.5.4 đã trình bày, khi thực nghiệm cho Việt Nam, các biến độc lập của mô hình tính phí bù đắp rủi ro gồm độ mở thương mại, biến động của vốn đầu tư gián tiếp, tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH và tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP.

(i) Độ mở thương mại

Theo các nghiên cứu của Ozyildirim và Yaman (2005) và Tecnica (2012), độ mở thương mại, ký hiệu là open, được xem là biến số ảnh hưởng đến rủi ro vỡ nợ quốc gia. Độ mở thương mại của một quốc gia được đo bằng tỷ lệ giữa doanh số nhập khẩu và GDP. Như vậy:

open = doanh số nhập khẩu/ GDP

Độ mở thương mại càng lớn nghĩa là nhập khẩu càng lớn, làm cho nhu cầu tài trợ ngoại tệ tăng cao. Điều này dễ gây tổn thương tài khoản vãng lai nếu xuất khẩu không đủ tài trợ nhu cầu ngoại tệ của nhập khẩu. Nếu các nguồn tài trợ khác vẫn không đáp ứng đủ, Chính phủ phải sử dụng quỹ DTNH để làm dịu tổn thương tài khoản vãng lai và cũng để bình ổn thị trường ngoại hối do ngoại tệ tăng giá mạnh, gây nên sụt giảm DTNH và rủi ro quốc gia tăng lên. Vì thế, lúc này, phí bù đắp rủi ro sẽ gia tăng nếu quốc gia đi vay nợ nước ngoài. Tóm lại, độ mở thương mại tăng sẽ làm rủi ro quốc gia tăng lên và phí bù đắp rủi ro cũng gia tăng theo. Nghiên cứu thực nghiệm cho Việt Nam cũng mong đợi rằng độ mở thương mại có mối tương quan dương với phí bù đắp rủi ro hay rủi ro quốc gia.

(ii) Biến động của vốn đầu tư gián tiếp

Vốn đầu tư gián tiếp là dòng tiền nóng, lưu chuyển vào và ra khỏi quốc gia nhanh và bất ngờ, tạo nên sự biến động của tài khoản tài chính, kéo theo sự biến động của DTNH là nguồn tài trợ khi tài khoản tài chính bị tổn thương và từ đó, gây nên sự biến động của rủi ro quốc gia hay phí bù đắp rủi ro. Chính vì thế, các nghiên cứu của Prabheesh (2013) hay Tule và cộng sự (2015) đều chọn biến động vốn đầu tư gián tiếp là một trong các biến số của mô hình tính phí bù đắp rủi ro. Vận dụng tương tự khi thực nghiệm cho Việt Nam, biến động của vốn đầu tư gián tiếp cũng là một biến số được đưa vào mô hình, ký hiệu là fpiv.

Tuy nhiên, biến động của vốn đầu tư gián tiếp cần nhìn theo hai hướng là có thể làm cho rủi ro quốc gia hay phí bù đắp rủi ro tăng hoặc giảm. Cụ thể, vốn đầu tư gián tiếp có biến động dương (theo chiều hướng tăng) nghĩa là dòng vốn đi vào quốc gia gia tăng thêm. Điều này phát đi tín hiệu là nền kinh tế quốc gia đang ổn định nên các nhà đầu tư nước ngoài đang gia tăng đầu tư vào quốc gia. Vì thế, các nhà đầu tư

nước ngoài cho rằng rủi ro quốc gia đang giảm xuống và họ sẵn lòng giảm phí bù đắp rủi ro khi đầu tư vào quốc gia hoặc cho quốc gia vay. Ngược lại, vốn đầu tư gián tiếp có biến động âm (chiều hướng giảm đi dòng vốn) thể hiện rằng dòng vốn đang được rút ra khỏi quốc gia. Theo Tule và cộng sự (2015), điều này cho thấy các nhà đầu tư nước ngoài muốn kiếm lời nhanh và thoát khỏi nền kinh tế quốc gia trước khi tình hình chuyển biến theo chiều hướng tiêu cực. Như vậy, dòng vốn rút ra khỏi quốc gia mạnh mẽ càng dễ gây tổn thương tài khoản tài chính, làm giảm DTNH do phải sử dụng DTNH tài trợ nhằm làm nhẹ tổn thương này. Tất cả các vấn đề này đã phát đi tín hiệu rằng nền kinh tế quốc gia có thể rơi vào bất ổn và rủi ro quốc gia gia tăng. Vì vậy, các nhà đầu tư nước ngoài đòi hỏi phí bù đắp rủi ro gia tăng khi đầu tư hay cho vay nợ đối với quốc gia. Tóm lại, biến động của vốn đầu tư gián tiếp là dương hay tăng sẽ giúp giảm rủi ro quốc gia cũng như phí bù đắp rủi ro. Ngược lại, biến động của vốn đầu tư gián tiếp là âm hay giảm làm gia tăng phí bù đắp rủi ro cũng như rủi ro quốc gia. Nói cách khác, biến động của vốn đầu tư gián tiếp và rủi ro quốc gia hay phí bù đắp rủi ro có mối tương quan âm (ngược chiều).

Để tính biến động của vốn đầu tư gián tiếp, Prabheesh (2013) sử dụng mô hình ARCH hoặc Tule và cộng sự (2015) áp dụng mô hình GARCH. Độ lệch chuẩn được tính theo mô hình ARCH/ GARCH sẽ chính xác hơn cách tính độ lệch chuẩn theo một số kỳ nhất định. Vì thế, tác giả cũng vận dụng mô hình ARCH để tính độ lệch chuẩn là đại diện của biến động vốn đầu tư gián tiếp khi thực nghiệm cho Việt Nam.

(iii) Tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH

Cùng với vốn đầu tư gián tiếp, nợ nước ngoài ngắn hạn cũng là dòng vốn dễ gây nên tổn thương cho tài khoản tài chính và vì vậy, có thể gây ảnh hưởng đến rủi ro quốc gia. Đó là do khoản nợ này đòi hỏi phải có dòng tiền ngay lập tức để trả nợ hay nói cách khác, nó đòi hỏi quốc gia phải có thanh khoản cao để đảm bảo khả năng thanh toán. Nếu không đủ thanh khoản đáp ứng nợ đến hạn trả, DTNH sẽ là nguồn thanh khoản quan trọng để tài trợ cho việc trả nợ nước ngoài ngắn hạn. Do đó, các nghiên cứu của Ozyildirim và Yaman (2005), Prabheesh (2013) cũng như Tule và cộng sự (2015) đều chọn tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH là một biến số trong mô hình xác định xác suất vỡ nợ của quốc gia. Tuy nhiên, để làm giảm sự biến động của tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH nhằm đảm bảo chuỗi số liệu có

thể dừng, các nghiên cứu nói trên đều lấy logarit tự nhiên cho tỷ lệ này. Biến số này

được ký hiệu là lnstexd.

Chính vì vậy, tác giả cũng quyết định chọn logarit tự nhiên của tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH là biến số tiếp theo trong mô hình tính phí bù đắp rủi ro của Việt Nam, ký hiệu lnstexd. Khi đưa vào mô hình, biến số này được lấy logarit tự nhiên nên có dạng sau:

lnstexd = ln(nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH)

Theo Tule và cộng sự (2015), tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH cho biết khả năng một quốc gia có thể trả ngay các khoản nợ của nó từ lượng DTNH nếu được sử dụng trả nợ là đến mức độ nào. DTNH càng cao đồng nghĩa với tỷ lệ này càng thấp cho thấy mức độ sẵn sàng đáp ứng nhu cầu trả nợ ngắn hạn càng tốt của DTNH thậm chí ngay cả trong trường hợp phải đối mặt với những cú sốc bất lợi nghiêm trọng từ bên ngoài quốc gia. Điều này gởi tín hiệu tích cực đến các nhà đầu tư nước ngoài tiềm năng, giúp nâng xếp hạng tín nhiệm quốc gia và vì vậy, giảm bớt phí bù đắp rủi ro hay giảm bớt rủi ro quốc gia. Ngược lại, tỷ lệ này càng cao cho thấy nợ đến hạn phải trả gia tăng mạnh trong khi DTNH có khả năng không đủ tài trợ. Điều này phát đi tín hiệu là quốc gia có nhiều khả năng không trả được nợ, làm hạ bậc xếp hạng tín nhiệm quốc gia. Các nhà đầu tư nước ngoài chỉ đồng ý cho quốc gia vay nợ với phí bù đắp rủi ro tăng lên. Như vậy, tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH có mối quan hệ cùng chiều với phí bù đắp rủi ro cũng như rủi ro quốc gia.

(iv) Tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP

Trong các nghiên cứu của Tecnica (2012), Prabheesh (2013) hay Tule và cộng sự (2015), tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP cũng là một biến số có ảnh hưởng đến rủi ro quốc gia được chọn đưa vào mô hình tính phí bù đắp rủi ro. Vì Việt Nam cũng là quốc gia thường xuyên bị thâm hụt ngân sách nên khi thực nghiệm cho Việt Nam, tác giả cũng quyết định đưa biến số tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP vào mô hình, ký hiệu fd. Như vậy:

fd = tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP.

Thâm hụt ngân sách cho thấy Chính phủ đã quản lý các hoạt động quốc gia không hiệu quả. Thâm hụt càng cao cho thấy khả năng càng lớn rằng Chính phủ không thể

tài trợ cho chi tiêu hiện tại từ chính các hoạt động của quốc gia và có thể phải vay nợ để tài trợ chi tiêu. Tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP là một trong những chỉ tiêu đánh giá khả năng này. Tỷ lệ này càng lớn càng thể hiện rõ rằng nguồn thu nhập Chính phủ tạo ra từ các hoạt động của quốc gia đang không đủ bù đắp cho chi tiêu của Chính phủ nên vì thế, Chính phủ nhiều khả năng không trả được nợ cũ đến hạn mà còn phải vay thêm nợ mới để bù đắp cho chi tiêu. Điều này làm hạ bậc xếp hạng tín nhiệm quốc gia cũng như làm cho rủi ro vỡ nợ của quốc gia gia tăng thêm. Do đó, các nhà đầu tư đang và sẽ đầu tư vào các công cụ nợ do Chính phủ phát hành sẽ đòi hỏi phí bù đắp rủi ro cao hơn vì e ngại rủi ro vỡ nợ của Chính phủ đang gia tăng. Trường hợp Chính phủ chủ động vay nợ trên thị trường vốn quốc tế thì các chủ nợ cũng đòi hỏi phí bù đắp rủi ro cao hơn do rủi ro quốc gia đã gia tăng. Tóm lại, tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP cao cho thấy tiềm năng trả nợ của quốc gia giảm đi và rủi ro ro vỡ nợ của quốc gia tăng lên, phí bù đắp rủi ro cũng gia tăng. Do đó, luận án mong rằng tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP có mối tương quan dương với rủi ro quốc gia và phí bù đắp rủi ro khi thực nghiệm cho Việt Nam.

Như vậy, với biến phụ thu trình tính phí bù đắp rủi ro

t = 0 + 1 t

ộc và các bi

là phương

+ 2 t

ến độc lập

trình (3.2)

+ 3

đã được xác định như trên, được thể hiện cụ thể như sa

t + 4 t +t

phương u:

(3.4)

t ; t ;

t ;

t ; t vàt lần lượt là

trong đó: logarit tự nhiên

của phí bù đắp rủi ro, độ mở thương mại đo bằng tỷ lệ nhập khẩu/ GDP, biến động vốn đầu tư gián tiếp, logarit tự nhiên của tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH, tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP và sai số của phương trình hồi quy.

Cách tính các biến trong phương trình hồi quy (3.4) là mô hình tính phí bù đắp rủi ro được tóm tắt trong Bảng 3.4.

100

ố ẩ

Bảng 3.4. Cách tính các biến của mô hình tính phí bù đắp rủi ro

Ký hiệu

Ý nghĩa

Công thức tính

Các nghiên cứu đã sử dụng biến

Biến phụ thuộc

lnriskp

Phí bù đắp rủi ro vỡ nợ quốc gia

lnriskp = ln(

Ben-Bassat và Gottlieb (1992), Ozyildirim và

Yaman (2005),

Prabheesh (2013), Tule và cộng sự (2015).

Các biến độc lập

open

Độ mở thương mại

open =

Ozyildirim và Yaman

(2005), Tecnica (2012).

fpiv

Biến động của vốn

đầu tư gián tiếp

Mô hình ARCH cho dữ liệu vốn

đầu tư gián tiếp để tính độ lệch chuẩn.

Prabheesh (2013), Tule và cộng sự (2015).

lnstexd

Tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH

lnstexd = ln(ợ

Ozyildirim và Yaman (2005), Prabheesh (2013), Tule và cộng sự

(2015).

Tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP

fd =

Tecnica (2012),

Prabheesh (2013) hay Tule và cộng sự (2015).