Luận án Tiến sĩ Kinh tế: Ảnh hưởng tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát và hoạt động can thiệp trung hòa của ngân hàng nhà nước Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP.HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ KIM PHỤNG

ẢNH HƯỞNG TÍCH LŨY DỰ TRỮ NGOẠI HỐI ĐẾN LẠM

PHÁT VÀ HOẠT ĐỘNG CAN THIỆP TRUNG HÒA CỦA

NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM

LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ

Chuyên ngành : TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG

Mã ngành : 9.34.02.01

Người hướng dẫn khoa học:

1. PGS.,TS. Hoàng Thị Thanh Hằng

2. PGS.,TS. Võ Xuân Vinh

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2018

CỘNG HÒA XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM

ĐỘC LẬP – TỰ DO – HẠNH PHÚC

-----

LỜI CAM ĐOAN



Luận án này chưa từng được trình nộp để lấy học vị tiến sĩ tại bất cứ một

trường đại học nào. Luận án này là công trình nghiên cứu riêng của tác giả, kết

quả nghiên cứu là trung thực, trong đó không có các nội dung đã được công bố

trước đây hoặc các nội dung do người khác thực hiện ngoại trừ các trích dẫn được

dẫn nguồn đầy đủ trong luận án.

Thành Phố Hồ Chí Minh, ngày … tháng… năm 2018

Tác giả

Nguyễn Thị Kim Phụng

iii

LỜI CẢM ƠN



Trước hết tôi xin chân thành cám ơn PGS.TS. Hoàng Thị Thanh Hằng và

PGS.TS. Võ Xuân Vinh đã tận tình hướng dẫn tôi hoàn thành luận án này.

Kế đến, tôi xin chân thành cám ơn quý thầy cô Phòng Đào tạo Sau đại học, Quý

thầy cô Khoa Kinh Tế Quốc Tế trường Đại học Ngân hàng TP.HCM đã hỗ trợ tôi về

thủ tục và góp ý chuyên môn trong suốt quá trình làm luận án.

Cuối cùng, tôi xin chân thành cám ơn gia đình, những người thân yêu đã động

viên, giúp đỡ tôi về tinh thần, chia sẽ công việc để tôi có điều kiện tốt nhất nghiên cứu.

Nghiên cứu sinh

Nguyễn Thị Kim Phụng

MỤC LỤC

LỜI CAM ĐOAN ...........................................................................................................ii

LỜI CẢM ƠN ............................................................................................................... iii

MỤC LỤC ...................................................................................................................... iv

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ........................................................................................ xi

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU .............................................................................. xiii

DANH MỤC SƠ ĐỒ VÀ HÌNH VẼ ........................................................................... xv

TÓM TẮT LUẬN ÁN ............................................................................................... xvii

CHƯƠNG 1 : GIỚI THIỆU TỔNG QUAN VỀ LUẬN ÁN....................................... 1

1.1. BỐI CẢNH THỰC TIỄN VÀ LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI ....................................... 1

1.2. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU ................................................................................... 7

1.2.1. Mục tiêu chung ....................................................................................................... 7

1.2.2. Mục tiêu cụ thể ....................................................................................................... 7

1.3. CÂU HỎI NGHIÊN CỨU ...................................................................................... 8

1.4. ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU ...................................................... 8

1.5. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU .......................................................................... 8

1.6. NHỮNG ĐÓNG GÓP VỀ LÝ LUẬN VÀ THỰC TIỄN CỦA LUẬN ÁN ...... 11

1.6.1.Những đóng góp về lý luận của luận án ................................................................ 11

1.6.2.Những đóng góp về thực tiễn của luận án ............................................................. 12

1.7. KẾT CẤU LUẬN ÁN............................................................................................ 14

CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM VỀ TÁC

ĐỘNG CỦA TÍCH LŨY DỰ TRỮ NGOẠI HỐI ĐẾN LẠM PHÁT VÀ HIỆU QUẢ

CAN THIỆP TRUNG HÒA CỦA NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG ....................... 15

2.1.MỘT SỐ VẤN ĐỀ CƠ BẢN ................................................................................. 15

2.1.1. Lạm phát ............................................................................................................... 15

2.1.1.1. Khái niệm lạm phát ........................................................................................... 15

2.1.1.2. Các quan điểm về lạm phát ............................................................................... 15

2.1.1.3.Các phép đo lường lạm phát .............................................................................. 16

2.1.1.4. Nguyên nhân gây ra lạm phát ........................................................................... 17

2.1.1.5. Ảnh hưởng của lạm phát đến nền kinh tế .......................................................... 18

2.1.1.6. Các biện pháp kiềm chế và kiểm soát lạm phát của NHTW ............................. 19

2.1.2. Tích lũy dự trữ ngoại hối...................................................................................... 20

2.1.2.1. Khái niệm tích lũy dự trữ ngoại hối .................................................................. 20

2.1.2.2. Vai trò của dự trữ ngoại hối ............................................................................. 22

2.1.2.3. Rủi ro trong nước và chi phí tích lũy dự trữ ngoại hối ..................................... 24

2.1.2.4. Nguyên tắc quản lý dự trữ ngoại hối ............................................................... 26

2.1.2.5. Tiêu chí đánh giá quy mô dự trữ ngoại hối ....................................................... 27

2.1.3. Đô la hóa .............................................................................................................. 27

2.1.3.1. Khái niệm đô la hóa .......................................................................................... 27

2.1.3.2. Các phương pháp đo lường mức độ đô la hóa ................................................. 29

2.1.3.3. Nguyên nhân gây ra tình trạng đô la hóa nền kinh tế ...................................... 29

2.1.3.4. Đô la hóa và thách thức đối với việc xây dựng và điều hành chính sách tiền tệ

của NHTW ...................................................................................................................... 30

2.1.3.5. Các chính sách chống đô la hóa nền kinh tế..................................................... 31

2.1.3.6. Mối quan hệ giữa đô la hóa với lạm phát và tích lũy dự trữ ngoại hối ............ 32

2.1.4. Can thiệp trung hòa của NHTW .......................................................................... 34

2.1.4.1. Khái niệm hoạt động can thiệp trung hòa ......................................................... 34

2.1.4.2.Các công cụ can thiệp trung hòa của NHTW .................................................... 36

2.1.4.3. Hiệu quả, tính bền vững và chi phí hoạt động can thiệp trung hòa ................. 39

2.2. CƠ CHẾ TÁC ĐỘNG ........................................................................................... 41

2.2.1. Cơ chế tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát ............................... 41

2.2.1.1. Cơ chế tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát qua kênh tiền tệ ........ 41

2.2.1.2 Cơ chế tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát qua kênh nhận phân bổ

SDRs từ IMF................................................................................................................... 46

2.2.2. Cơ chế can thiệp trung hòa ................................................................................... 47

2.3.TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC .................................................... 50

2.3.1. Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát ................................................................................................................................. 50

2.3.1.1.Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát

theo kênh tiền tệ ............................................................................................................. 50

2.3.1.2. 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 ........................................................................... 57

2.3.2. Các nghiên cứu thực nghiệm về hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW

........................................................................................................................................ 62

2.3.2.1. Nhóm tiếp cận thứ nhất ..................................................................................... 62

2.3.2.2. Nhóm tiếp cận thứ hai ....................................................................................... 67

vii

2.4. KHE HỞ NGHIÊN CỨU ..................................................................................... 75

2.4.1. Khe hở nghiên cứu về tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát ............................. 75

2.4.2. Khe hở nghiên cứu về hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW ....... 76

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ CÁC DỮ LIỆU ..................... 78

3.1. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ........................................................................ 78

3.2. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU LÝ THUYẾT .......................................................... 79

3.2.1. Mô hình nghiên cứu tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát ................. 79

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

........................................................................................................................................ 82

3.3. PHƯƠNG PHÁP PHÂN TÍCH DỮ LIỆU.......................................................... 86

3.3.1. Phương pháp phân tích dữ liệu mô hình tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát 86

3.3.1.1. Phương pháp ước lượng mô hình tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát ....... 86

3.3.1.2. Trình tự phân tích dữ liệu mô hình ảnh hưởng tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát tại Việt Nam. .......................................................................................................... 88

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 ..................................................................................... 89

3.3.2.1. Phương pháp ước lượng mô hình đánh giá hiệu quả hoạt động can thiệp trung

hòa của NHNN Việt Nam ............................................................................................... 89

3.3.2.2. Trình tự phân tích dữ liệu mô hình hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của

NHNN Việt Nam ............................................................................................................. 92

3.4. BIẾN SỐ VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU ............................................................. 92

3.4.1. Biến số và dữ liệu nghiên cứu mô hình tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát ................................................................................................................................. 92

viii

3.4.2. Biến số và dữ liệu nghiên cứu mô hình hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của

NHNN Việt Nam ............................................................................................................ 95

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN ................................... 99

4.1. THỰC TRẠNG TÍCH LŨY DỰ TRỮ NGOẠI HỐI, ĐÔ LA HÓA VÀ CAN

THIỆP TRUNG HÒA TẠI VIỆT NAM .................................................................... 99

4.1.1. Thực trạng dự trữ ngoại hối tại Việt Nam ............................................................ 99

4.1.1.1. Diễn biến dự trữ ngoại hối tại Việt Nam........................................................... 99

4.1.1.2. Quy mô dự trữ ngoại hối so với các ngưỡng an toàn ..................................... 103

4.1.2. Thực trạng đô la hóa tại Việt Nam ..................................................................... 106

4.1.3. Thực trạng hoạt động can thiệp trung hòa tại Việt Nam .................................... 108

4.1.3.1. Dấu hiệu nhận biết hoạt động can thiệp trung hòa ........................................ 108

4.1.3.2. Các công cụ can thiệp trung hòa tại Việt Nam ............................................... 110

4.2. KINH NGHIỆM CAN THIỆP TRUNG HÒA CỦA NHTW MỘT SỐ NƯỚC

VÀ BÀI HỌC KINH NGHIỆM CHO VIỆT NAM ................................................ 120

4.2.1. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa của NHTW một số nước .............................. 120

4.2.1.1. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Trung Quốc .......................................... 121

4.2.1.2. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Ấn Độ ................................................... 125

4.2.1.3. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Hàn Quốc ............................................. 127

4.2.1.4. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Thái Lan ............................................... 129

4.2.1.5. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Slovenia ................................................ 132

4.2.2. Nhận xét chung về hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW một số nước trên

thế giới .......................................................................................................................... 136

4.2.3. Bài học kinh nghiệm cho Việt Nam ................................................................... 137

4.3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG TÍCH LŨY DỰ TRỮ NGOẠI HỐI

ĐẾN LẠM PHÁT VÀ HIỆU QUẢ CAN THIỆP TRUNG HÒA CỦA NHNN VIỆT

NAM ............................................................................................................................ 138

4.3.1. Kết quả nghiên cứu về tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát .......................... 138

4.3.1.1. Kiểm định tính dừng của dữ liệu nghiên cứu .................................................. 138

4.3.1.2. Kết quả kiểm định đồng liên kết ...................................................................... 142

4.3.1.3. Kiểm nghiệm tính ổn định của kết quả ước lượng .......................................... 149

4.3.1.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu ......................................................................... 150

4.3.2. Kết quả nghiên cứu về hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa ........................ 155

4.3.2.1.Kiểm định tính dừng của dữ liệu nghiên cứu ................................................... 155

4.3.2.2. Kết quả ước lượng và thảo luận ..................................................................... 159

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH ......................................... 170

5.1. KẾT LUẬN .......................................................................................................... 170

5.2. HÀM Ý CHÍNH SÁCH ...................................................................................... 172

5.2.1. Kiến nghị đối với Chính Phủ ............................................................................. 175

5.2.1.1.Tăng cường tích lũy dự trữ ngoại hối và chống đô la hóa nền kinh tế ............ 175

5.2.1.2. Kiểm soát tốt dòng vốn vào và ra quốc gia..................................................... 177

5.2.2. Kiến nghị đối với NHNN ................................................................................... 180

5.2.2.1. Tăng cường tích lũy dự trữ ngoại hối và chống đô la hóa nền kinh tế ........... 180

5.2.2.2. Sử dụng linh hoạt, phát huy hiệu quả tối đa các công cụ can thiệp trung hòa,

đặc biệt là nghiệp vụ thị trường mở ............................................................................. 181

5.2.2.3. Giảm chi phí can thiệp trung hòa, nâng cao tính bền vững của hoạt động can

thiệp trung hòa ............................................................................................................. 185

5.2.2.4. Tăng cường dự báo, phân tích thị trường tiền tệ trong nước và quốc tế, đề phòng

xử lý khi khủng hoảng xảy ra ....................................................................................... 186

5.2.2.5. Kiểm soát dòng vốn vào và ra quốc gia trong quá trình hội nhập ................. 187

5.3. HẠN CHẾ CỦA LUẬN ÁN VÀ HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO ...... 187

TÀI LIỆU THAM KHẢO ......................................................................................... 189

DANH MỤC CÁC CÔNG TRÌNH CỦA TÁC GIẢ ............................................... 202

PHỤ LỤC .................................................................................................................... 203

PHỤ LỤC 1 ................................................................................................................. 203

PHỤ LỤC 2 ................................................................................................................. 207

PHỤ LỤC 3 ................................................................................................................. 216

PHỤ LỤC 4 ................................................................................................................. 225

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

TỪ VIẾT TÊN TIẾNG ANH TÊN TIẾNG VIỆT TẮT

ADB The Asian Development Bank Ngân hàng Phát triển Châu Á

ARDL Autoregressive Distributed Mô hình tự hồi quy phân phối trễ

Lag

2SLS Two – Stage Least Squares Phương pháp bình phương tối

thiểu 2 giai đoạn

3SLS There – Stage Least Squares Phương pháp bình phương tối

thiểu 3 giai đoạn

BOP Balance of Payment Cán cân thanh toán quốc tế

BOT Bank of Thailan Ngân hàng Trung Ương Thái Lan

BW Bill with Warrants Chứng quyền

CPI Consurmer Price Index Chỉ số giá tiêu dùng

CSTT Chính sách tiền tệ

DL Dollarization Đô la hóa

ECM Error Correction Model Mô hình hiệu chỉnh sai số

FCB Foreign Currency Bill Chứng khoán ngoại tệ

FESFs Foreign Exchange Trái phiếu bình ổn thị trường

Stabilization Fund Bonds

GDP Gross Domestic Products Tổng sản phẩm quốc nội

GFSN The Global Financial Safety Mạng lưới An toàn tài chính toàn

Net cầu

IFS International Financial Thống kê tiền tệ quốc tế

Statistics

IMF International Monetary Fund Quỹ tiền tệ quốc tế

xii

Liquidity Adjustent Facility Cơ chế điều chỉnh thanh khoản LAF

Monetary Base Tiền cơ sở MB

Monetary Stabilization Bonds Trái phiếu ổn định tiền tệ MSBs

Market Stabilization Sheme Chương trình ổn định thị trường MSS

Net Domestic Assets Tài sản có trong nước ròng NDA

Net Foreign Assets Tài sản có nước ngoài ròng NFA

Ngân hàng Nhà nước Việt Nam NHNN

Ngân hàng Trung Ương NHTW

Open Market Operation Nghiệp vụ Thị trường mở OMO

Ordinary Least Squares Phương pháp bình phương nhỏ OLS

nhất

Producer Price Index Chỉ số giá sản xuất PPI

The Reserve Bank of India NHTW Ấn Độ RBI

Special Drawing Right Quyền rút vốn đặc biệt SDR

TCTD Tổ chức tín dụng

Twin Bill Chứng khoán kép TB

Vector Autoregression Mô hình Vec tơ tự hồi quy VAR

Word Trade Organization Tổ chức thương mại thế giới WTO

xiii

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

Bảng 2.1. Bảng cân đối tiền tệ tóm tắt của NHTW ....................................................... 42

Bảng 2.2. Thay đổi giá trị Bảng cân đối tiền tệ của NHTW khi NHTW tích lũy ngoại

hối ................................................................................................................................... 48

Bảng 2.3. Cơ chế can thiệp trung hòa ............................................................................ 50

Bảng 2.4. Bảng tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm về tích lũy dự trữ ngoại hối đến

lạm phát .......................................................................................................................... 58

Bảng 2.5. Bảng tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm về hiệu quả can thiệp trung hòa 71

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 ..................................................................................... 86

Bảng 3.2. Biến số và nguồn thu thập số liệu nghiên cứu mô hình đánh giá ảnh hưởng

tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát ........................................................................... 93

Bảng 3.3. Biến số và nguồn thu thập số liệu nghiên cứu mô hình hiệu quả can thiệp

trung hòa của NHNN Việt Nam ..................................................................................... 95

Bảng 4.1. Dự trữ ngoại hối của Việt Nam và các nước Asian tính theo tháng nhập

khẩu. ............................................................................................................................. 104

Bảng 4.2. Tình hình giao dịch OMO của NHNN Việt Nam từ quý I/2004 đến quý

IV/2006......................................................................................................................... 112

Bảng 4.3. Diễn biến tiền gửi Chính phủ tại NHNN từ quý I/2009 đến quý I/2011 ..... 118

Bảng 4.4. Doanh số thanh toán ngoại hối, tiền cơ sở và tín phiếu NHTW của Trung

Quốc từ năm 2000 đến năm 2012 ................................................................................ 122

Bảng 4.5. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF mô hình 1 ............................ 139

Bảng 4.6. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo PP mô hình 1 ................................. 140

Bảng 4.7. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo DFGLS mô hình 1 ........................ 141

Bảng 4.8. Kết quả chạy mô hình ARDL ..................................................................... 144

Bảng 4.9. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến ..................................................... 142

Bảng 4.10. Hệ số R bình phương các mô hình hồi quy phụ .................................... 145

Bảng 4.11. Kết quả kiểm định Bounds Test ................................................................ 146

xiv

Bảng 4.12. Kết quả các kiểm định chuẩn đoán .......................................................... 146

Bảng 4.13. Kết quả ước lượng hệ số dài hạn và hệ số điều chỉnh ............................. 148

Bảng 4.14. Kết quả kiểm định Wald các hệ số phương trình sai phân………………149

Bảng 4.15. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF mô hình 2 .......................... 156

Bảng 4.16. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo PP mô hình 2 ............................... 157

Bảng 4.17. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo DFGLS mô hình 2 ...................... 158

Bảng 4.18. Ma trận hệ số tương quan các phần dư ...................................................... 160

Bảng 4.19. Kết quả ước lượng hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp…………..161

Bảng 4.20. Kết quả ước lượng hệ số bù đắp với biến tương tác …………………….166

DANH MỤC SƠ ĐỒ VÀ HÌNH VẼ

Hình 1.1. Biến động tổng dự trữ ngoại hối của Việt Nam từ quý I/2004 đến quý II/2017

.......................................................................................................................................... 2

Hình 1.2. Biến động cung tiền và lạm phát tại Việt Nam từ quý I/2004 đến quý II/2017

.......................................................................................................................................... 4

Hình 1.3. Quy trình nghiên cứu định lượng…………………………………………….10

Hình 2.1. Đáp lại cung tiền tệ tăng kéo dài .................................................................... 44

Hình 4.1. Tổng dự trữ ngoại hối trừ vàng của Việt Nam giai đoạn trước khủng hoảng 99

Hình 4.2. Tốc độ phát triển dự trữ ngoại hối trừ vàng của Việt Nam so với kỳ gốc qúy

I/2004. .......................................................................................................................... 101

Hình 4.3. Tổng dự trữ ngoại hối trừ vàng của Việt Nam từ năm 2009 đến năm 2017 102

Hình 4.4. Tỷ lệ dự trữ ngoại hối / Nợ ngắn hạn của Việt Nam từ quý I/2004 đến quý

II/2017. ......................................................................................................................... 103

Hình 4.5. Tỷ lệ dự trữ ngoại hối /M2 của Việt Nam từ năm 2004 đến năm 2016 ....... 105

Hình 4.6. Tỷ lệ đô la hóa nền kinh tế Việt Nam từ quý I/2004 đến quý II/2017 ......... 106

Hình 4.7. Diễn biến NFA của NHNN Việt Nam giai đoạn từ quý I/2004 đến quý II/2017.

...................................................................................................................................... 109

Hình 4.8. Diễn biến NFA và NDA của NHNN Việt Nam từ năm 2004 đến năm 2006

...................................................................................................................................... 111

Hình 4.9. Diễn biến NDA và NFA của NHNN Việt Nam giai đoạn khủng hoảng tài

chính toàn cầu .............................................................................................................. 113

Hình 4.10. Biến động NFA và số nhân tiền tệ giai đoạn khủng hoảng ....................... 114

Hình 4.11. Diễn biến NFA, NDA và M2 giai đoạn sau khủng hoảng tài chính toàn cầu

...................................................................................................................................... 116

xvi

Hình 4.12. Đồ thị thể hiện tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa tại Trung

Quốc từ năm 2002 đến năm 2012 ................................................................................ 124

Hình 4.13. Sự thay đổi tích lũy dự trữ ngoại hối và sự thay đổi lượng can thiệp trung hòa

trên GDP hàng năm của Ấn Độ từ năm 1994 đến năm 2006....................................... 127

Hình 4.14. Lợi nhuận và lỗ của NHTW Hàn Quốc từ năm 2000 đến năm 2009 ........ 129

Hình 4.15. Dòng vốn vào Thái Lan giai đoạn từ năm 1991 đến năm 2006 ................. 130

Hình 4.16. Các công cụ hấp thu thanh khoản của NHTW Slovenia giai đoạn từ năm 1995

– 2005, được tính bằng phần trăm trên Tổng tài sản của NHTW. ............................... 135

Hình 4.17. Kết quả kiểm định tổng tích lũy của phần dư và tổng tích lũy hiệu chỉnh của

phần dư……………………………………………………………………………….147

Hình 4.18. Diễn biến tốc độ vòng quay tiền tệ và độ lệch sản lượng tại Việt Nam….147

Hình 4.19. Diễn biến đô la hóa và chỉ số giá tiêu dùng từ quý I/2004 đến quý II/2017.

...................................................................................................................................... 153

Hình 4.20. Diễn biến Đô la hóa và dự trữ ngoại hối của NHNN từ quý I năm 2004 đến

quý II năm 2017 ........................................................................................................... 165

Hình 4.21. Kết quả ước lượng cuốn chiếu hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp 167

xvii

TÓM TẮT LUẬN ÁN

Dự trữ ngoại hối đóng vai trò rất quan trọng đối với các quốc gia, đặc biệt là các

quốc gia theo đuổi cơ chế tỷ giá hối đoái cố định hoặc thả nổi có kiểm soát. Tuy nhiên,

tích lũy dự trữ ngoại hối làm tăng tiền cơ sở và cung tiền mở rộng nếu không được

NHTW can thiệp trung hòa đầy đủ dẫn đến lạm phát nền kinh tế tăng. Nhiều nghiên cứu

phân tích mối liên hệ giữa tích lũy dự trữ ngoại hối và lạm phát cũng như hiệu quả can

thiệp trung hòa đã được thực hiện. Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu nào xem xét vấn đề

trong bối cảnh nền kinh tế mỗi quốc gia. Trong đó, một trong những đặc trưng tiêu biểu

của nền kinh tế các nước đang phát triển là tình trạng đô la hóa. Vì vậy, luận án nhằm

mục tiêu đánh giá ảnh hưởng tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát và hiệu quả hoạt

động can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa.

Nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng ( Mô hình ARDL

Bounds Test và Ước lượng 2SLS), kết hợp với phương pháp tổng hợp, phân tích, so sánh

để giải quyết các mục tiêu nghiên cứu.

Kết quả nghiên cứu cho thấy dự trự ngoại hối ở Việt Nam trong thời gian qua vẫn

còn thấp, đô la hóa ngày càng giảm. Quá trình tích lũy dự trữ ngoại hối ở Việt Nam làm

tăng lạm phát trong dài hạn và có ảnh hưởng đến lạm phát trong ngắn hạn. Hoạt động

can thiệp trung hòa tại Việt Nam vẫn chưa đạt hiệu quả cao với hệ số can thiệp trung hòa

là 68% và hệ số bù đắp là 88%. Đô la hóa chưa ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả can

thiệp trung hòa nhưng tác động ngược chiều với tích lũy dự trữ ngoại hối. Ngược lại,

khủng hoảng tài chính toàn cầu lại có ảnh hưởng đến hoạt động này của NHNN. Công

cụ can thiệp trung hòa được sử dụng chủ yếu ở Việt Nam và một số nước trên thế giới là

nghiệp vụ thị trường mở. Và hầu hết các nước trên thế giới đều phải gánh chịu chi phí

tài chính cao cho hoạt động can thiệp trung hòa.

Từ kết quả nghiên cứu, luận án đề xuất năm hàm ý chính sách cho Việt Nam. Thứ

nhất, tăng cường tích lũy dự trữ ngoại hối và tiếp tục chống đô la hóa nền kinh tế. Thứ

hai, cần sử dụng linh hoạt, phát huy hiệu quả tối đa các công cụ can thiệp trung hòa, đặc

xviii

biệt là nghiệp vụ thị trường mở. Thứ ba là giảm chi phí, nâng cao tính bền vững của hoạt

động can thiệp trung hòa. Thứ tư là cần tăng cường dự báo, phân tích thị trường tiền tệ

trong nước và quốc tế, đề phòng xử lý khi khủng hoảng xảy ra. Cuối cùng, cần kiểm soát

tốt dòng vốn vào và ra quốc gia trong quá trình hội nhập.

Từ khóa : Tích lũy dự trữ ngoại hối, lạm phát, đô la hóa, hiệu quả can thiệp

trung hòa.

CHƯƠNG 1 : GIỚI THIỆU TỔNG QUAN VỀ LUẬN ÁN

1.1. BỐI CẢNH THỰC TIỄN VÀ LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI

Toàn cầu hóa tài chính và sự mở rộng dòng vốn quốc tế đã mang lại nhiều lợi ích

cho các quốc gia như phân bổ hiệu quả hơn các nguồn lực, chuyển giao công nghệ một

cách nhanh chóng. Nhưng điều này cũng làm tăng nguy cơ khủng hoảng tài chính. Lịch

sử kinh tế thế giới đã chứng kiến những cuộc khủng hoảng rất nghiêm trọng như khủng

hoảng tài chính ở Đông Á năm 1997 hay khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008. Các

mức độ nghiêm trọng của các cuộc khủng hoảng và sự phụ thuộc vào khu vực tài chính

bên ngoài với những điều kiện liên quan của nó đã dẫn đến Chính phủ các nước phải

tăng sự bảo hiểm cho chính quốc gia của họ (Denbee &ctg, 2016). Các quốc gia đang

phát triển đã tích lũy được một số lượng đáng kể dự trữ ngoại hối để đối phó với một

loạt các cuộc khủng hoảng tài chính trên thế giới. Dự trữ cao giúp giảm tác động của

cuộc khủng hoảng đối với tăng trưởng tại các thị trường mới nổi (Moghadam & ctg,

2010). Với xu thế đó, hiện nay, dự trữ ngoại hối tiếp tục được đánh giá cao trong an toàn

tài chính toàn cầu. Theo IMF (2016), những mục tiêu chính của Mạng lưới An Toàn

Tài Chính Toàn Cầu (The Global Financial Safety Net - GFSN) gồm: Cung cấp bảo hiểm

cho các nước chống lại một cuộc khủng hoảng, tài trợ tài chính khi khủng hoảng xảy ra

và khuyến khích các chính sách kinh tế vĩ mô. Trong đó, dự trữ ngoại hối là một thành

phần truyền thống quan trọng của GFSN. Đây là công cụ đầu tiên để chống lại những cú

sốc thanh khoản từ bên ngoài của mỗi quốc gia. Ngoài vai trò ổn định tài chính, dự trữ

ngoại hối có thể có tác động trực tiếp hoặc gián tiếp đến kinh tế vĩ mô thông qua các

kênh khác nhau, bao gồm cả tác động tích cực và tiêu cực. Chẳng hạn như việc nắm giữ

dự trữ ngoại hối giúp ổn định tỷ giá, các quốc gia có thể tích lũy dự trữ ngoại hối để duy

trì một tỷ giá hối đoái cố định (Pineau &ctg, 2006). Mặc khác, dự trữ ngoại hối là một

biểu trưng sức khỏe tài chính, giúp các nước đang phát triển và các nền kinh tế mới nổi

xâm nhập thị trường quốc tế bằng cách tăng độ tin cậy của quốc gia và niềm tin của nhà

đầu tư (Drummond &ctg, 2009; Hviding &ctg, 2004)… Tuy nhiên, tích lũy dự trữ ngoại

hối làm tăng tiền cơ sở và cung tiền mở rộng nếu không được NHTW can thiệp trung

hòa đầy đủ dẫn đến lạm phát nền kinh tế tăng (Heller,1979; Stenier, 2009;…). Can thiệp

trung hòa xảy ra khi NHTW thực hiện đồng thời những giao dịch trên tài sản có nước

ngoài và tài sản có trong nước để vô hiệu hóa tác động của những can thiệp của NHTW

trên thị trường ngoại hối đến cung tiền trong nước.

Hòa trong xu thế hội nhập kinh tế quốc tế, nhìn chung, dự trữ ngoại hối của Việt

Nam trong những năm gần đây có xu hướng tích lũy tăng lên (Hình 1.1)

TỔNG DỰ TRỮ NGOẠI HỐI CỦA VIỆT NAM TỪ QUÝ I/2004 ĐẾN QUÝ II/2017

45.00

40.00

35.00

30.00

25.00

20.00

D S U ỷ T

15.00

10.00

5.00

0.00

1 Q 5 0 0 2

3 Q 0 1 0 2

1 Q 6 1 0 2

1 Q 4 0 0 2

3 Q 4 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

1 Q 6 0 0 2

3 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

3 Q 7 0 0 2

1 Q 8 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

1 Q 9 0 0 2

3 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

1 Q 1 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

1 Q 2 1 0 2

3 Q 2 1 0 2

1 Q 3 1 0 2

3 Q 3 1 0 2

1 Q 4 1 0 2

3 Q 4 1 0 2

1 Q 5 1 0 2

3 Q 5 1 0 2

3 Q 6 1 0 2

1 Q 7 1 0 2

Tổng dự trữ ngoại hối

Hình 1.1. Biến động tổng dự trữ ngoại hối của Việt Nam từ quý I/2004 đến quý

II/2017

Nguồn : IFS 2018

Theo hình 1.1, đường xu hướng (Linear) diễn biến theo chiều hướng tăng trong

giai đoạn nghiên cứu. Từ quý I/2004 đến quý II/2017, tổng dự trữ ngoại hối trừ vàng của

Việt Nam đã tăng lên từ 6,2 tỷ USD đến 37,5 tỷ USD. Đặc biệt, mười năm sau khi gia

nhập WTO, từ năm 2007 đến đầu năm 2017, tổng dự trữ ngoại hối trừ vàng của Việt

Nam đã tăng kỷ lục gấp đôi từ 18,3 tỷ USD lên 37,5 tỷ USD. Theo khuyến nghị của

IMF (2011), bất kỳ nền kinh tế nào cũng cần có một quỹ dự trữ ngoại hối ít nhất tương

đương giá trị 12 tuần nhập khẩu. Cho đến quý II năm 2017, dự trữ ngoại hối Việt Nam

đã đáp ứng mức 12 tuần nhập khẩu nghĩa là đã ở ngưỡng an toàn thấp nhất theo khuyến

nghị của IMF. Mặc dù Việt Nam đã “vượt khỏi vòng nguy hiểm” nhưng mức dự trữ

ngoại hối của Việt Nam vẫn khá mỏng để đối phó với những trường hợp rủi ro bất ngờ1.

Do vậy, mục tiêu để đạt được ngưỡng an toàn cao hơn về dự trữ ngoại hối, xu hướng tích

lũy dự trữ ngoại hối ở Việt Nam trong thời gian tới là điều tất yếu. Điều này đặt ra nhiều

khó khăn, thách thức cho NHTW các nước khi tích lũy dự trữ ngoại hối, phải làm sao

tăng dự trữ nhưng không để lạm phát tăng, ảnh hưởng đến kinh tế. Đối với các hoạt

động can thiệp trung hòa, theo báo cáo giải trình chất vấn tại phiên họp thứ 31 của Ủy

ban thường vụ Quốc hội số 230/BC-NHNN 2014, NHNN khẳng định “đã tổ chức triển

khai đồng bộ và quyết liệt các giải pháp điều hành chính sách tiền tệ và hoạt động ngân

hàng đã đạt được mục tiêu kiểm soát lạm phát ở mức thấp, duy trì ổn định thị trường tiền

tệ, ngoại hối, góp phần ổn định kinh tế vĩ mô, hỗ trợ tăng trưởng kinh tế cao hơn cùng

kỳ năm 2013, đưa dự trữ ngoại hối Nhà nước tăng lên mức kỷ lục.”2 Điều đó có nghĩa là

hoạt động can thiệp trung hòa đã thành công, làm ổn định thị trường tiền tệ khi NHNN

tích lũy dự trữ ngoại hối. Nhưng lạm phát và cung tiền trong nước cũng diễn biến phức

tạp theo xu hướng chung là tăng lên cùng chiều. Hình 1.2 cho thấy mức độ biến động

tương đối đồng đều giữa cung tiền và lạm phát tại Việt Nam từ năm 2004 đến năm 2017.

1 Theo nhận định của Khối Nghiên cứu Kinh tế của Ngân hàng HSBC trong Báo cáo Triển vọng Kinh tế châu Á quý III/2016 với chủ đề "Các nền kinh tế châu Á đã biết hướng đi của mình?" 2 Báo cáo giải trình chất vấn tại phiên họp thứ 31 của Ủy ban thường vụ Quốc hội số 230/BC- NHNN 2014.

BIẾN ĐỘNG CUNG TIỀN VÀ CHỈ SỐ GIÁ TIÊU DÙNG TẠI VIỆT NAM TỪ QÚY I/ 2004 ĐẾN QUÝ II /2017

6 0 0 2 3 Q

3 1 0 2 1 Q

4 0 0 2 1 Q

4 0 0 2 3 Q

5 0 0 2 1 Q

5 0 0 2 3 Q

6 0 0 2 1 Q

7 0 0 2 1 Q

7 0 0 2 3 Q

8 0 0 2 1 Q

8 0 0 2 3 Q

9 0 0 2 1 Q

9 0 0 2 3 Q

0 1 0 2 1 Q

0 1 0 2 3 Q

1 1 0 2 1 Q

1 1 0 2 3 Q

2 1 0 2 1 Q

2 1 0 2 3 Q

3 1 0 2 3 Q

4 1 0 2 1 Q

4 1 0 2 3 Q

5 1 0 2 1 Q

5 1 0 2 3 Q

6 1 0 2 1 Q

6 1 0 2 3 Q

7 1 0 2 1 Q

%M2_yoy

%CPI_yoy

Hình 1.2. Biến động cung tiền và lạm phát tại Việt Nam từ quý I/2004 đến quý

II/2017

Nguồn: IFS (2018) và tính toán của tác giả

Sự tăng lên của cung tiền là một trong những nguyên nhân làm cho lạm phát tăng

(Phạm Thị Thu Trang, 2009; Nguyen, 2015). Đặc biệt giai đoạn khủng hoảng tài chính

toàn cầu từ năm 2007 đến năm 2008, cung tiền tăng mạnh, tiếp theo lạm phát cũng tăng

mạnh ( Hình 1.2). Cung tiền tăng lên do nhiều yếu tố tác động, trong đó có yếu tố tích

lũy dự trữ ngoại hối của NHNN. Phạm Thị Tuyết Trinh (2015) cho thấy, tích lũy dự trữ

ngoại hối làm lạm phát bắt đầu tăng từ quý thứ 3 và đạt cân bằng mới từ quý thứ 7 ở mức

1,1% đơn vị. Điều này hàm ý việc mua vào ngoại tệ của NHNN ảnh hưởng đến cung

tiền và lạm phát trong nền kinh tế. Như vậy, vấn đề kiểm soát lạm phát gắn với tích lũy

dự trữ ngoại hối của NHNN không phải là không có biến động tiêu cực và chính sách

can thiệp trung hòa có được duy trì ổn định hay không còn tùy thuộc vào tính bền vững

của hoạt động này.

Việt Nam đang trong quá trình hội nhập sâu rộng về tài chính và các lĩnh vực khác,

những biến đổi về các chính sách vĩ mô và môi trường kinh tế tiếp tục gây ra nhiều khó

khăn, thách thức cho các nhà quản lý. Việc nắm rõ những tác động lan tỏa của việc tích

lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát cũng như hoạt động can thiệp trung hòa đóng góp

nhiều cho việc điều hành chính sách của NHNN, góp phần vào sự thành công và duy trì

sự ổn định của chính sách, từ đó ổn định và phát triển kinh tế.

Trên đây là những ý nghĩa thực tiễn của vấn đề nghiên cứu. Về mặt lý luận, luận

án được nghiên cứu trên cơ sở phát hiện những khe hổng mà các nghiên cứu trước chưa

đề cập đến.

Về tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát, trên thế giới, đã có nhiều

nghiên cứu phân tích mối liên hệ này dưới cấp độ quốc gia và nhóm quốc gia (Heller

,1979; Khan, 1979; Lin & Wang , 2005; Elhiraika & Ndikumana , 2007; Steiner , 2009;

Borivoje & Tina, 2015; Chaudhry & ctg 2011; Chen & Huang, 2012; Zhou & ctg,

2013; Phạm Thị Tuyết Trinh, 2015; …). Tuy nhiên, trong các nghiên cứu trên, chưa có

nghiên cứu nào xem xét tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát trong bối cảnh

đặc trưng nền kinh tế mỗi quốc gia. Trong đó, một trong những đặc trưng tiêu biểu của

nền kinh tế các nước đang phát triển là tình trạng đô la hóa. Tại Việt Nam, từ khi chuyển

sang kinh tế thị trường đến nay, nền kinh tế Việt Nam vẫn đang trong tình trạng đô la

hóa. Đô la hóa tác động tích cực và tiêu cực đến các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô khác nhau.

Trong đó, lạm phát, tích lũy dự trữ ngoại hối là những chỉ tiêu liên quan đến tình hình

tiền tệ trong nước về cả nội tệ và ngoại tệ và do đó, những yếu tố này cũng bị ảnh hưởng

bởi đô la hóa. Vì vậy, luận án sẽ đánh giá tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến

lạm phát tại Việt Nam trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa.

Về hoạt động can thiệp trung hòa, thực tế đã có một số nghiên cứu về hiệu quả can

thiệp trung hòa của NHTW ở các quốc gia, chủ yếu ở các thị trường mới nổi như ở Châu

Mỹ La Tinh (Aizenman & Glick, 2009; Ljubaj & ctg , 2010) và các quốc gia Châu Á

(Glick & Hutchison, 2009; Ouyang & ctg, 2010; Wang, 2010; He & ctg, 2005; Takagi

& Esaka, 2001; Cavoli& Rajan, 2006;…). Đây là những quốc gia có biến động lớn về

dự trữ ngoại hối sau khủng hoảng hoặc hội nhập. Hầu hết nền kinh tế ở các nước này

đều có đô la hóa ở các mức độ khác nhau. Ở Việt Nam, một số nghiên cứu đã được thực

hiện (Phạm Thị Tuyết Trinh & Nguyễn Thị Hồng Vinh, 2011; Phạm Thị Hoàng Anh &

Bùi Duy Phú, 2013; Đặng Văn Dân, 2015) với kết quả cho thấy hoạt động can thiệp

trung hòa của NHNN đã đạt một số hiệu quả nhất định trong thời gian qua. Tuy nhiên,

trong các nghiên cứu trên, chưa có nghiên cứu nào đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa

của NHTW trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa. Đô la hóa làm ảnh hưởng đến hiệu

quả việc điều hành, quản lý tiền tệ của NHTW. Hoạt động can thiệp trung hòa là một

trong những hoạt động điều hành tiền tệ của NHTW nên cũng bị ảnh hưởng bởi đô la

hóa. Do đó, nghiên cứu sẽ tập trung đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa tại Việt Nam

trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa. Bên cạnh đó, trong giai đoạn nghiên cứu xảy ra

cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu vào năm 2007 và 2008 ảnh hưởng đến các nền kinh

tế là khác nhau, phụ thuộc vào mức độ hội nhập của nền kinh tế đó với nền kinh tế toàn

cầu (Hạ Thị Thiều Dao, 2012). Do đó, việc điều hành chính sách tiền tệ của NHTW các

nước cũng bị ảnh hưởng bởi khủng hoảng, đăc biệt là các hoạt động liên quan đến dòng

vốn vào vào ra quốc gia. Việt Nam cũng không nằm ngoài những tác động đó. Vì vậy,

luận án cũng xem xét khủng hoảng tài chính toàn cầu giai đoạn năm 2007 – 2008 có ảnh

hưởng hay không đến hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN.

Từ ý nghĩa thực tiễn và lý luận trên, đề tài “ẢNH HƯỞNG TÍCH LŨY DỰ

TRỮ NGOẠI HỐI ĐẾN LẠM PHÁT VÀ HOẠT ĐỘNG CAN THIỆP TRUNG

HÒA CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM” đã được chọn. Việc phân tích

phân tích tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát và hiệu quả can thiệp trung hòa

trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa sẽ giúp cho các nhà quản lý có một cái nhìn toàn

diện, rút kinh nghiệm cho quá trình điều hành chính sách tiền tệ quốc gia hiệu quả hơn.

1.2. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU

1.2.1. Mục tiêu chung

Luận án nghiên cứu về sự ảnh hưởng của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát

và hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN. Dựa trên kết quả thu được, luận án đề xuất

một số kiến nghị để đảm bảo ổn định chính sách tiền tệ quốc gia trong quá trình tích lũy

dự trữ ngoại hối, góp phần ổn định và phát triển kinh tế xã hội.

1.2.2. Mục tiêu cụ thể

Từ mục tiêu chung, luận án nghiên cứu nhằm thực hiện bốn mục tiêu cụ thể có

kết quả nghiên cứu liên quan mật thiết với nhau như sau:

Một là đánh giá thực trạng về dự trữ ngoại hối, đô la hóa và các công cụ can thiệp

trung hòa tại Việt Nam để làm sáng tỏ tình hình thực tế về tích lũy dự trữ ngoại hối, đô

la hóa và công cụ can thiệp trung hòa tại Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu. Từ đó

làm cơ sở phân tích kết quả nghiên cứu ở hai mục tiêu sau và đề ra kiến nghị phù hợp

với tình hình thực tiễn Việt Nam.

Hai là đánh giá tác động ngắn hạn và dài hạn của tích lũy dự trữ ngoại hối đến

lạm phát tại Việt Nam trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa để thấy được có hay không

tác động lan tỏa của việc tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát trong quá trình tích lũy

dự trữ ngoại hối của NHNN.

Ba là đánh giá hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN trong bối cảnh

nền kinh tế có đô la hóa và đánh giá mức độ ảnh hưởng của hai yếu tố đô la hóa, khủng

hoảng tài chính toàn cầu đến hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN để thấy

được hiệu quả can thiệp trung hòa và nguyên nhân làm thay đổi mức độ hiệu quả can

thiệp trung hòa của NHNN, từ đó đề xuất những kiến nghị thích hợp nhằm nâng cao

hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN.

Bốn là nghiên cứu kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại một số nước để đề xuất ra

bài học kinh nghiệm cho Việt Nam.

1.3. CÂU HỎI NGHIÊN CỨU

Từ các mục tiêu cụ thể trên, các câu hỏi nghiên cứu được đề ra như sau:

Một là thực trạng về dự trữ ngoại hối, đô la hóa và tình hình sử dụng các công cụ

can thiệp trung hòa của NHNN như thế nào ?

Hai là tích lũy dự trữ ngoại hối có tác động trong ngắn hạn và dài hạn đến lạm

phát tại Việt Nam trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa hay không ?

Ba là mức độ hiệu quả của hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN trong bối

cảnh nền kinh tế đô la hóa như thế nào và đô la hóa, khủng hoảng tài chính toàn cầu có

làm thay đổi mức độ can thiệp trung hòa của NHNN hay không ?

Bốn là can thiệp trung hòa của các nước trên thế giới như thế nào ?

1.4. ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU

Đối tượng nghiên cứu của luận án là ảnh hưởng của tích lũy dự trữ ngoại hối đến

lạm phát và hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN.

Phạm vi nghiên cứu của luận án giới hạn ở phạm vi về không gian và thời gian.

-Về không gian : Luận án nghiên cứu tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát và hoạt động can thiệp trung hòa tại Việt Nam.

-Về thời gian : Luận án nghiên cứu tại Việt Nam giai đoạn từ quý I năm 2004 đến

quý II năm 2017.

1.5. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Để đạt được mục tiêu nghiên cứu của đề tài, tác giả sử dụng phương pháp nghiên

cứu định lượng và một số phương pháp khác. Từng câu hỏi cụ thể sẽ tương ứng với các

phương pháp nghiên cứu dưới đây.

Với câu hỏi nghiên cứu thứ nhất, tác giả sử dụng phương pháp phân tích, so sánh,

tổng hợp để đánh giá thực trạng dự trữ ngoại hối, đô la hóa và các công cụ can thiệp

trung hòa sử dụng tại Việt Nam.

Với câu hỏi nghiên cứu thứ hai, tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định

lượng với mô hình được xây dựng trên cơ sở học thuyết tiền tệ cổ điển của Irving Fisher.

Bên cạnh đó, tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát cũng được xem xét

trong điều kiện nền kinh tế có đô la hóa vì từ khi chuyển từ nền kinh tế bao cấp sang

nền kinh tế thị trường đến nay, Việt Nam vẫn còn trong tình trạng đô la hóa. Mô hình

Tự hồi quy phân phối trễ có đường bao (Autoregressive Distributed Lag Bound Test -

ARDL Bounds Test) được sử dụng để đánh giá tác động trong ngắn hạn và dài hạn của

tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát thông qua phương trình hiệu chỉnh sai số (Error

Correction Model - ECM).

Với câu hỏi nghiên cứu thứ ba, tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định

lượng để tính hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp. Các hệ số này được xác định

trên cơ sở hệ phương trình đồng thời được xây dựng từ hàm tổn thất của NHTW, trong

đó có xem xét đến yếu tố đô la hóa nền kinh tế. Uớc lượng Bình phương tối thiểu hai

giai đoạn (Two Stage Least Square – 2SLS) được sử dụng để tính hệ số can thiệp trung

hòa và hệ số bù đắp từ hệ phương trình đồng thời. Bên cạnh đó, tác giả lần lượt sử dụng

các biến tương tác trong mô hình để xem xét xem đô la hóa và khủng hoảng có làm thay

đổi mức độ can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam hay không.

Để trả lời cho câu hỏi thứ tư, tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu tình huống

(Case Studies) nhằm nêu lên thực trạng hoạt động can thiệp trung hòa một số nước tiêu

biểu trên thế giới, từ đó rút ra bài học kinh nghiệm để NHNN Việt Nam thực hiện can

thiệp trung hòa trong quá trình tích lũy dự trữ ngoại hối

Các bước nghiên cứu định lượng được tiến hành như sau:

Bước 1: Xác định vấn đề nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu

Bước 2 : Xây dựng tổng quan cơ sở lý thuyết từ việc khảo lược các nghiên cứu trước tại

Việt Nam và trên thế giới và đề xuất mô hình nghiên cứu lý thuyết.

Bước 3: Thu thập dữ liệu nghiên cứu.

Bước 4: Xây dựng phương pháp xử lý và mô hình nghiên cứu thực nghiệm.

Bước 5: Trình bày và thảo luận kết quả nghiên cứu.

Bước 6: Đưa ra kết luận và hàm ý chính sách.

Quy trình nghiên cứu định lượng được tóm tắt theo hình 1.3 dưới đây:

Bước 1

Xác định vấn đề nghiên cứu

Bước 2

Xây dựng tổng quan cơ sở lý thuyết và đề xuất mô hình nghiên cứu lý thuyết

Bước 3

Thu thập dữ liệu nghiên cứu

Bước 4

Xây dựng phương pháp xử lý và mô hình thực nghiệm

Bước 5

Trình bày và thảo luận kết quả nghiên cứu

Bước 6

Kết luận và hàm ý chính sách

Ghi chú : Tiếp tục thực hiện. Thực hiện lại.

Hình 1.3 Quy trình nghiên cứu định lượng

Nguồn: Tác giả tổng hợp

1.6. NHỮNG ĐÓNG GÓP VỀ LÝ LUẬN VÀ THỰC TIỄN CỦA LUẬN ÁN

1.6.1.Những đóng góp về lý luận của luận án

Trước hết, luận án đã cung cấp một cơ sở lý thuyết toàn diện về cơ chế tác động

tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát qua hai kênh : Kênh tiền tệ là kênh phổ biến nhất

và kênh nhận SDRs từ IMF. Ngoài ra, luận án cũng đã hệ thống hóa những lý luận cơ

bản về hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW.

Kế đến, luận án nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam trong bối cảnh cụ thể là

nền kinh tế có đô la hóa. Các nghiên cứu về tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát đã có nhiều trên thế giới và cũng đã có tại Việt Nam. Tuy nhiên, các nghiên cứu

trên chỉ xem xét thuần túy chủ yếu mối quan hệ giữa tích lũy dự ngoại hối đến lạm phát

mà không xét trong bối cảnh một nền kinh tế cụ thể, là nền kinh tế có đô la hóa. Luận án

lần đầu tiên nghiên cứu ảnh hưởng tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát trong bối cảnh

nền kinh tế có đô la hóa. Tương tự như vậy, về hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa,

đã có nhiều nghiên cứu về hiệu quả can thiệp trung hòa ở Việt Nam và trên thế giới,

nhưng chưa có nghiên cứu nào đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa trên cơ sở xem xét

đặc trưng nền kinh tế có đô la hóa. Việc nghiên cứu trong bối cảnh cụ thể nền kinh tế có

đô la hóa làm sáng tỏ các lý luận khoa học về tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát và hiệu quả can thiệp trung hòa của NHTW khi vận dụng vào một quốc gia với bối

cảnh đặc trưng cụ thể.

Cuối cùng, luận án lần đầu tiên phân tích theo chiều sâu, xem xét yếu tố đô la hóa

và khủng hoảng có làm thay đổi hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW hay

không. Các nghiên cứu trước chỉ dừng lại ở việc ước lượng hệ số can thiệp trung hòa và

hệ số bù đắp. Luận án không chỉ ước lượng các hệ số này mà còn đánh giá các nguyên

nhân có thể làm ảnh hưởng đến hiệu quả can thiệp trung hòa của NHTW, trong đó đô la

hóa và khủng hoảng tài chính toàn cầu là các yếu tố chưa được nhắc tới trong các nghiên

cứu trước. Như vậy, kết quả nghiên cứu của luận án bổ sung một cơ sở lý luận về nguyên

nhân ảnh hưởng đến hiệu quả can thiệp trung hòa của NHTW.

1.6.2.Những đóng góp về thực tiễn của luận án

Trên cơ sở kết quả nghiên cứu thực nghiệm về tác động tích lũy dự trữ ngoại hối

đến lạm phát tại Việt Nam trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa, kết hợp với nghiên

cứu thực trạng dự trữ ngoại hối, đô la hóa và công cụ can thiệp trung hòa của NHNN,

cộng với phân tích hoạt động can thiệp trung hòa ở một số nước trên thế giới, luận án đề

xuất một số hàm ý chính sách nhằm trung hòa những tác động không mong muốn đến

nền kinh tế khi NHNN tích lũy dự trữ ngoại hối. Qua đó, góp phần giảm thiểu rủi ro do

hội nhập tài chính, giúp ổn định, phát triển kinh tế vĩ mô. Kết quả đóng góp cụ thể của

luận án được thể hiện rõ qua các kết quả nghiên cứu và hàm ý chính sách như sau:

Một là về thực trạng dự trữ ngoại hối, đô la hóa và công cụ can thiệp trung hòa

tại Việt Nam. Lượng dự trữ ngoại hối của nước ta vẫn còn khá mỏng so với các tiêu chí

an toàn của IFM, xu hướng tiếp tục tích lũy hơn nữa dự trữ ngoại hối ở Việt Nam trong

thời gian tới là điều tất yếu. Tỷ lệ đô la hóa nền kinh tế đã có xu hướng giảm xuống trong

giai đoạn nghiên cứu. Công cụ can thiệp trung hòa được sử dụng chủ yếu ở Việt Nam là

nghiệp vụ thị trường mở. Các công cụ khác rất ít khi được sử dụng.

Hai là về tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát. Khi đánh giá tác động

tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát trong điều kiện nền kinh tế có đô la hóa, kết quả

cho thấy tích lũy dự trữ ngoại hối có tác động ngắn hạn đến lạm phát. Xét trong dài hạn,

tích lũy dự trữ ngoại hối có tác động cùng chiều đến lạm phát. Như vậy, quá trình tích

tăng lũy dự trữ ngoại hối ở nước ta làm tăng lạm phát cả trong dài hạn và có ảnh hưởng

trong ngắn hạn. Đây là một bằng chứng thực nghiệm thể hiện rõ hơn ảnh hưởng của tích

lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát so với các nghiên cứu trước ở Việt Nam và trên thế

giới.

Ba là về hiệu quả can thiệp trung hòa. Kết quả ước lượng hiệu quả can thiệp trung

hòa tại Việt Nam trong điều kiện nền kinh tế có đô la hóa từ quý I năm 2004 đến quý II

năm 2007 cho thấy hiệu quả can thiệp trung hòa thời gian vừa qua đã được cải thiện so

với các giai đoạn trước đó, nhưng NHNN vẫn chưa đạt hiệu quả cao với hệ số can thiệp

trung hòa là 68% và hệ số bù đắp là 88%. Điều đó chứng tỏ NHNN đã không kiểm soát

tốt dòng vốn vào bằng các công cụ chính sách tiền tệ. Kết quả ước lượng cuốn chiếu cho

thấy mặc dù diễn biến phức tạp nhưng hệ số can thiệp trung hòa có xu hướng giảm, còn

hệ số bù đắp có xu hướng tăng trong thời gian từ quý III năm 2016 trở lại đây. Điều đó

cho thấy một dấu hiệu không tốt của hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN,

cảnh báo hoạt động tích lũy dự trữ ngoại hối của NHNN có thể gây ra lạm phát trong

thời gian tới. Khủng hoảng tài chính thế giới đã ảnh hưởng đến hệ số bù đắp của NHNN

. Và do đó, ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN theo chiều

hướng làm giảm hiệu quả . Về đô la hóa, mặc dù đô la hóa chưa ảnh hưởng trực tiếp đến

hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN nhưng đô la hóa lại tác động ngược

chiều với tích lũy dự trữ ngoại hối.

Bốn là về bài học kinh nghiệm cho Việt Nam. Khi nghiên cứu tại một số quốc gia

có nét tương đồng trong chế độ tỷ giá hối đoái với Việt Nam, luận án rút ra được một số

bài học kinh nghiệm như sau: Ưu tiên sử dụng nghiệp vụ thị trường mở là công cụ chỉ

yếu; giảm thiểu chi phí tài chính nhằm duy trì tính bền vững hoạt động can thiệp trung

hòa và kiểm soát tốt dòng vốn từ nước ngoài chảy vào quốc gia.

Với kết quả nghiên cứu như trên, luận án đã đề xuất được năm hàm ý chính sách

bao gồm : Tăng cường tích lũy dự trữ ngoại hối và tiếp tục chống đô la hóa nền kinh tế;

Sử dụng linh hoạt, phát huy tối đa hiệu quả can thiệp trung hòa; Giảm chi phí nhằm nâng

cao tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa; Tăng cường dự báo, phân tích thị

trường tiền tệ trong nước và quốc tế, đề phòng xử lý khi khủng hoảng xảy ra và kiểm

soát tốt dòng vốn vào và ra quốc gia trong quá trình hội nhập.

Như vậy, luận án đã chỉ ra được những vấn đề liên quan đến tác động tích lũy dự

trữ ngoại hối đến lạm phát tại và hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN

trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa, đề xuất ra giải pháp thích hợp để NHNN điều

hành tiền tệ trong quá trình tích lũy dự trữ ngoại hối với đặc trưng cụ thể nền kinh tế

quốc gia có đô la hóa.

1.7. KẾT CẤU LUẬN ÁN

Luận án gồm có 5 chương:

Chương 1: Tổng quan về luận án. Trong chương này tác giả trình bày những vấn đề

chung về luận án

Chương 2: Cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm. Nội dung chương này của luận

án sẽ tìm hiểu những lý thuyết nền tảng về mối liên hệ giữa tích lũy dự trữ ngoại hối và

lạm phát và hoạt động can thiệp trung hòa, cũng như những nghiên cứu lý thuyết và bằng

chứng thực nghiệm có liên quan để xác định khe hổng nghiên cứu.

Chương 3: Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu. Trong chương này, tác giả đề xuất

mô hình nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm, phương pháp tính toán và thu thập số

liệu, phương pháp xử lý dữ liệu nghiên cứu.

Chương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận. Nội dung chương này trình bày kết quả

nghiên cứu và thảo luận liên quan.

Chương 5: Kết luận và hàm ý chính sách. Nội dung chương này trình bày kết luận vấn

đề nghiên cứu và những đóng góp chính của đề tài, đề xuất hàm ý chính sách cho NHNN

Việt Nam thực hiện can thiệp trung hòa khi tích lũy dự trữ ngoại hối.

Tóm tắt chương 1

Chương 1 đã trình bày tóm tắt những nội dung chính của vấn đề nghiên cứu, bao gồm :

Mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu, đối tượng và phạm vi nghiên cứu, phương pháp nghiên

cứu, đóng góp và kết cấu đề tài nghiên cứu. Từ đó cho thấy một cái nhìn toàn diện về

vấn đề nghiên cứu để tiếp cận các phần nghiên cứu ở các chương tiếp theo.

CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC

NGHIỆM VỀ TÁC ĐỘNG CỦA TÍCH LŨY DỰ TRỮ NGOẠI HỐI

ĐẾN LẠM PHÁT VÀ HIỆU QUẢ CAN THIỆP TRUNG HÒA CỦA

NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG

2.1.MỘT SỐ VẤN ĐỀ CƠ BẢN

2.1.1. Lạm phát

2.1.1.1. Khái niệm lạm phát

Lạm phát là tỷ lệ tăng giá cả trong một khoản thời gian nhất định. Theo cách đo

lường mở rộng, lạm phát là sự gia tăng tổng thể về giá hoặc chi phí sống của một đất

nước. Theo cách tính toán hẹp hơn, sự tăng giá này có thể tính cho một số mặt hàng nhất

định như thực phẩm hoặc dịch vụ. Cho dù trong bối cảnh nào, lạm phát thể hiện mức giá

đắt hơn của tập hợp có liên quan và/hoặc hàng hóa trong một khoản thời gian nhất định,

thường là một năm (Oner, 2010).

2.1.1.2. Các quan điểm về lạm phát

 Lý thuyết số lượng tiền tệ

Theo Totonchi (2011), lý thuyết số lượng tiền tệ là học thuyết kinh tế tồn tại lâu

đời nhất liên quan đến mức giá chung để thay đổi số lượng tiền trong lưu thông. Điều

này có nghĩa là mức cung tiền quyết định mức độ lạm phát của một nền kinh tế. Các nhà

kinh tế học cổ điển và một số nhà kinh tế học tân cổ điển đã xem xét phân tích lạm phát

về lý thuyết này. Những người đóng góp cho lý thuyết này bao gồm David Hume (1711

- 1776), David Ricardo (1772-1823) và Irving Fisher (1876 - 1947). Fisher đã đưa ra

phương trình trao đổi nổi tiếng giữa giá cả và sản lượng nền kinh tế.

Lý thuyết của học thuyết hiện đại về lạm phát

Có nhiều trường phái nghiên cứu và đưa ra các khái niệm khác nhau về lạm phát.

Trường phái Keynes cho rằng việc tăng nhanh cung tiền tệ sẽ làm cho mức giá cả tăng

kéo dài với tỷ lệ cao, do vậy gây nên lạm phát (Mishkin & Eakins, 2006). Theo quan

điểm này, một nhân tố nào khác ngoài tiền tệ không thể gây nên lạm phát cao được.

Ngược lại, Samuelson & Nordhaus (1976) lại cho rằng lạm phát biểu thị một sự

tăng lên trong mức giá chung, tỷ lệ lạm phát là tỷ lệ thay đổi của mức giá chung. Trái

với quan điểm của trường phái Keynes, quan điểm này cho rằng lạm phát có thể do

nguyên nhân cầu kéo hoặc nguyên nhân chi phí đẩy, nghĩa là lạm phát có thể xảy ra

ngoài nguyên nhân tiền tệ.

Vào những năm 70 của thế kỷ 20, Milton Friedman đã tuyên bố “ Lạm phát dù

lúc nào và ở đâu cũng là một hiện tượng tiền tệ (Mishkin & Eakins, 2006). Như vậy,

theo ông, một sự tăng giá cả tạm thời có thể do nhiều nguyên nhân nhưng không thể xảy

ra lạm phát cao mà không có một tỷ lệ tăng trưởng tiền tệ nhanh được.

Một khái niệm được nhiều nhà kinh tế chấp nhận như sau: Lạm phát là hiện tượng

xảy ra khi mức giá chung trong nền kinh tế tăng kéo dài trong một khoảng thời gian nhất

định. Mức chung của giá hàng hóa tức là mức trung bình của giá cả các hàng hóa trong

nền kinh tế nó thể hiện được xu thế biến động chung của mức giá cả, biểu thị sức mua

của tiền tệ đối với các hàng hóa khác. Nhưng mức giá chung phải tăng một cách vững

chắc và kéo dài trong một thời gian nhất định, thường là từ vài tháng trở lên mới có thể

coi là đã xảy ra lạm phát (Lê Thị Tuyết Hoa & Nguyễn Thị Nhung, 2011).

2.1.1.3.Các phép đo lường lạm phát

Lạm phát có thể được đo lường qua các chị tiêu sau:

Chỉ số giá tiêu dùng xã hội ( Consumer Prices Index – CPI)

Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) đo lường mức giá mà hàng hóa và dịch vụ tiêu dùng

đang thay đổi theo thời gian (Espejo, 2005). CPI đo lường mức giá bình quân của một

nhóm hàng hóa và dịch vụ cần cho tiêu dùng của các hộ gia đình được lựa chọn của một

giai đoạn như tỷ lệ phần trăm của mức giá giai đoạn trước được gọi là năm gốc. Người

ta thường lựa chọn một rổ hàng tiêu dùng có chia thành các nhóm và xác định mức độ

quan trọng của từng nhóm hàng trong tổng chỉ tiêu để làm cơ sở tính chỉ số bình quân.

Chỉ số CPI được tính bằng cách so sánh giá trị hiện tại và giá trị gốc của rổ hàng hóa,

dịch vụ được chọn. Đây là chỉ số được sử dụng rộng rãi nhất trong đo lường lạm phát.

Chỉ số giảm phát tổng sản phẩm quốc nội (Gross Domestic Product Deflator –

GDP Deflator)

Theo Stiglitz & ctg (2009), chỉ số giảm phát GDP là thước đo mức giá tính theo

𝐺𝐷𝑃 𝑑𝑎𝑛ℎ 𝑛𝑔ℎĩ𝑎

tỷ lệ GDP danh nghĩa so với GDP thực, công thức tính như sau :

𝐺𝐷𝑃 𝑡ℎự𝑐 𝑡ế

𝐶ℎỉ 𝑠ố 𝑔𝑖ả𝑚 𝑝ℎá𝑡 𝐺𝐷𝑃 = 𝑥100 (2.1)

GDP danh nghĩa sử dụng giá hiện hành để tính toán tổng giá trị hàng hóa và dịch

vụ trong khi GDP thực sử dụng giá cơ sở (hằng số) để tính toán tổng giá trị hàng hoá và

dịch vụ trong nền kinh tế. Tỷ lệ GDP danh nghĩa so với GDP thực tế do đó đo lường

những thay đổi về mức giá trong năm đó.

 Chỉ số giá sản xuất ( Producer price Index – PPI )

Chỉ số giá sản xuất là tổng thể đo lường sự thay đổi giá mà các nhà sản xuất nhận

được cho sản lượng của họ, được định giá theo giá cơ bản. Đây cũng là chỉ số về biến

động giá phản ánh lạm phát. Chỉ số này đo lường sự thay đổi trung bình về giá cả của

hàng hóa và dịch vụ từ kỳ này sang kỳ khác ( Manua, 2004).

2.1.1.4. Nguyên nhân gây ra lạm phát

Nghiên cứu về nguyên nhân gây ra lạm phát được đưa ra làm tăng một trong

những tranh luận có ý nghĩa nhất trong lĩnh vực kinh tế (Totonchi, 2011). Có nhiều

nguyên nhân gây ra lạm phát. Dưới đây là các nguyên nhân chính gây ra lạm phát :

Thứ nhất lạm phát là do cung tiền. Các đợt lạm phát cao và kéo dài là kết quả của

chính sách tiền tệ lỏng lẻo. Nếu nguồn tăng trưởng cung tiền quá lớn so với quy mô nền

kinh tế, đơn vị giá trị tiền tệ giảm dần. Hay nói một cách khác, sức mua của nó giảm và

làm cho giá tăng.

Thứ hai, áp lực về cung hoặc cầu của nền kinh tế cũng có thể gây ra lạm phát. Các

cú sốc về cung làm gián đoạn sản xuất chẳng hạn như thiên tai, hoặc tăng chi phí sản

xuất chẳng hạn như giá dầu cao, có thể làm giảm tổng cung và dẫn tới lạm phát chi phí

đẩy, trong đó áp lực tăng giá xuất phát từ sự gián đoạn cung cấp. Ngược lại, cú sốc về

cầu , chẳng hạn như khi NHTW hạ thấp lãi suất hoặc chính phủ tăng chi tiêu, có thể tạm

thời tăng nhu cầu tổng thể và tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, nếu nhu cầu này vượt quá

khả năng sản xuất của nền kinh tế làm căng thẳng nguồn lực sẽ dẫn đến lạm phát cầu

kéo.

Thứ ba, các kỳ vọng cũng đóng vai trò quan trọng trong việc gây ra lạm phát. Nếu

doanh nghiệp hoặc con người dự đoán giá cao hơn, họ sẽ kỳ vọng vào thỏa thuận tiền

lương và điều chỉnh giá hợp đồng. Hành vi này một phần xác định lạm phát kỳ tới, một

khi hợp đồng được thực hiện và tiền lương được tăng như thỏa thuận, kỳ vọng đã trở

thành tự hoàn thành. Và khi kỳ vọng của mọi người dựa vào quá khứ gần, lạm phát sẽ

theo các mô hình tương tự theo thời gian, dẫn đến lạm phát quán tính.

2.1.1.5. Ảnh hưởng của lạm phát đến nền kinh tế

Lạm phát gây ra ảnh hưởng cả tiêu cực và tích cực đối với nền kinh tế.

Nếu như thu nhập danh nghĩa của hộ gia đình ở hiện tại không tăng nhiều như giá

cả tăng thì hộ gia đình sẽ ở trong tình trạng tồi tệ hơn, vì họ không mua được lượng hàng

hóa bình thường như trước mà sẽ chỉ mua được ít hơn. Hay nói cách khác, sức mua của

họ giảm hoặc lạm phát thực tế điều chỉnh thu nhập theo hướng giảm. Thu nhập thực tế

là một sự đại diện cho tiêu chuẩn sống. Khi thu nhập thực tế tăng lên, thì mức sống tăng

lên và ngược lại ( Owner, 2010) . Trong thực tế, giá cả thay đổi theo các hướng khác

nhau. Chẳng hạn như giá cả hàng hóa tiêu dùng thay đổi thương xuyên, nhưng tiền lương

phải mất nhiều thời gian để điều chỉnh. Trong một môi trường lạm phát, sự tăng giá

không đồng đều chắc chắn sẽ giảm sức mua của một số người tiêu dùng và sự làm mòn

này của thu nhập thực tế là chi phí lạm phát lớn nhất .

Ngoài ra, lạm phát cũng bóp méo sức mua theo thời gian đối với người nhận và

người trả lãi suất cố định. Người đi vay trả lãi suất cố định sẽ hưởng lợi từ lạm phát bởi

vì lãi suất thực sẽ giảm, ngược lại, người cho vay sẽ bị giảm thu nhập thực do lạm phát

gây ra. Trong thực tế, nhiều quốc gia đã phải vật lộn với tình trạng lạm phát cao, khi mà

sức mua đồng tiền giảm, đồng tiền mất giá, giá cả leo thang, nền kinh tế rơi vào trạng

thái khủng hoảng nghiêm trọng.

Mặc dù lạm phát cao gây tổn thương cho nền kinh tế, giảm phát hay tình trạng

giá cả giảm cũng không phải là điều mong muốn. Khi giá giảm, nền kinh tế sẽ bị trì trệ,

chậm tiến. Vì người tiêu dùng sẽ chậm trễ mua hàng đến mức có thể nếu họ dự đoán

mức giá thấp hơn trong tương lai. Đối với nền kinh tế, điều này có nghĩa là ít hoạt động

kinh tế hơn, ít thu nhập do người sản xuất tạo ra và tăng trưởng kinh tế thấp hơn. Ngược

lại, khi giá tăng trong tầm kiểm soát, người ta sẽ có xu hướng tiêu dùng tốt hơn và cố

gắng làm việc để tăng thu nhập thực tế cho phù hợp với mức tăng giá trong nền kinh tế.

Nhờ đó, kích thích sản xuất và tiêu dùng phát triển, thúc đẩy phát triển kinh tế ( Owner,

2010) .

2.1.1.6. Các biện pháp kiềm chế và kiểm soát lạm phát của NHTW

Theo Owner (2012), để chống đỡ với lạm phát, tùy thuộc vào nguyên nhân gây

ra lạm phát mà NHTW có giải pháp thích hợp.

Nếu lạm phát mà do cung tiền tăng, NHTW sẽ thực hiện các biện pháp liên quan

đến chính sách tiền tệ thắt chặt để giảm cung tiền trong nền kinh tế. Cung tiền có thể

được giảm bằng cách giảm tiền cơ sở, hoặc giảm số nhân tiền tệ.

Khi nền kinh tế đang ở mức tăng trưởng nóng, các NHTW nếu đã cam kết ổn định

giá cả, họ sẽ thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt để kiềm chế tổng cầu. Biện pháp này

thường đi kèm với động thái tăng lãi suất. Ngược lại, để giảm chi phí đầu vào do lạm

phát chi phí đẩy xuất phát từ các cú sốc của tổng cung, NHTW sẽ thực hiện chính sách

tiền tệ mở rộng, giảm lãi suất cho vay.

Một số NHTW đã lựa chọn, với mức độ thành công khác nhau, áp đặt kỷ luật tiền

tệ bằng cách cố định tỷ giá đồng tiền của họ theo một đồng tiền khác. Và do đó, chính

sách tiền tệ của họ được liên kết với chính sách tiền tệ của quốc gia mà họ lựa chọn đồng

tiền để yết tỷ giá theo.

Các NHTW đang ngày càng dựa vào khả năng của họ để tác động đến kỳ vọng

lạm phát giống như một công cụ chống lạm phát. Các nhà hoạch định chính sách tuyên

bố ý định giữ hoạt động nền kinh tế thấp tạm thời để làm giảm lạm phát, hi vọng để ảnh

hưởng đến kỳ vọng. Các NHTW càng có uy tín, ảnh hưởng tuyên bố của họ đến lạm phát

càng lớn.

2.1.2. Tích lũy dự trữ ngoại hối

2.1.2.1. Khái niệm tích lũy dự trữ ngoại hối

Dự trữ ngoại hối

IMF đưa ra khái niệm dự trữ ngoại hối trong Cẩm nang cán cân thanh toán và vị

thế đầu tư quốc tế như sau: “Dự trữ ngoại hối (International reserves ) của một quốc

gia được định nghĩa là những tài sản nước ngoài đang sẳn có và được kiểm soát bởi cơ

quan tiền tệ3 nhằm đáp ứng nhu cầu cân bằng cán cân thanh toán, can thiệp trên thị trường

ngoại hối để tác động đến tỷ giá và cho các mục đích liên quan khác như duy trì niềm

tin vào tiền tệ và nền kinh tế và làm cơ sở cho vay nợ nước ngoài.” (IMF, 2009). Như

vậy, theo IMF, để đáp ứng là dự trữ ngoại hối thì tài sản đó phải thỏa mãn 3 điều kiện.

Một là phải là tài sản có nước ngoài. Hai là tài sản đó phải đang sẳn có và được kiểm

soát bởi cơ quan quản lý tiền tệ. Ba là tài sản đó được sử dụng cho mục đích điều hành

tiền tệ của cơ quan quản lý tiền tệ.

Thành phần của dự trữ ngoại hối theo IMF gồm có: Vàng tiền tệ, quyền rút vốn

đặc biệt (SDRs), vị thế dự trữ tại IMF, ngoại tệ và tiền gửi, chứng khoán, các công cụ tài

chính phái sinh, các loại tài sản có khác (IMF, 2009). Vàng tiền tệ, quyền rút vốn đặc

biệt và vị thế dự trữ tại IMF được gọi là dự trữ ngoại hối vì là những tài sản sở hữu bởi

cơ quan tiền tệ của quốc gia và sẵn sàng được sử dụng vô điều kiện. Ngoại tệ, tiền gửi,

3 Theo IMF (2009), cơ quan tiền tệ bao gồm NHTW hoặc các tổ chức khác mà hoạt động thường quy cho NHTW như các tổ chức chính phủ khác hoặc NHTM sở hữu nhà nước.

chứng khoán và tài sản có khác trong nhiều trường hợp cũng ở trạng thái sẵn sàng sử

dụng và do đó hội đủ điều kiện của dự trữ ngoại hối.

Tại Việt Nam không có khái niệm “dự trữ ngoại hối” mà có khái niệm “Dự trữ

ngoại hối nhà nước” được thể hiện ở Luật Ngân hàng Nhà nước (2010) và Nghị định số

50/2014/NĐ-CP về “Quản lý dự trữ ngoại hối nhà nước”. Theo đó có khái niệm sau:

“Dự trữ ngoại hối nhà nước là tài sản bằng ngoại hối được thể hiện trong Bảng cân đối

tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước” (Khoản 4 điều 6 Luật NHNN 2010). Trong đó, ngoại

hối bao gồm: Ngoại tệ; Phương tiện thanh toán bằng ngoại tệ; Các loại giấy tờ có giá

bằng ngoại tệ; Vàng thuộc Dự trữ ngoại hối nhà nước, trên tài khoản ở nước ngoài của

người cư trú; vàng dưới dạng khối, thỏi, hạt, miếng trong trường hợp mang vào và mang

ra khỏi lãnh thổ Việt Nam; Đồng tiền của nước Cộng hoà xã hội chủ nghĩa Việt Nam

trong trường hợp chuyển vào và chuyển ra khỏi lãnh thổ Việt Nam hoặc được sử dụng

trong thanh toán quốc tế (Khoản 2 điều 6 Luật NHNN 2010).

Bên cạnh đó, khái niệm khác chi tiết hơn được thể hiện trong Nghị định Quản lý

dự trữ ngoại hối Nhà nước : “Dự trữ ngoại hối nhà nước là tài sản bằng ngoại hối được

thể hiện trong bảng cân đối tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước bao gồm: Dự trữ ngoại hối

nhà nước chính thức là phần tài sản bằng ngoại hối thuộc sở hữu Nhà nước được Chính

phủ giao cho Ngân hàng Nhà nước trực tiếp quản lý; Tiền gửi ngoại tệ và vàng của các

tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước ngoài và Kho bạc Nhà nước gửi tại Ngân

hàng Nhà nước; Các nguồn ngoại hối khác.” (Khoản 1 điều 3 Nghị định 50/2014/NĐ-

CP).

Theo IMF, dự trữ ngoại hối trước hết phải thật sự tồn tại, những tài sản tiềm năng

bị loại trừ. Và khái niệm cũng nêu rõ tài sản này phải được cơ quan tiền tệ “kiểm soát”

và “sẳn sàng để sử dụng”. Như vậy, gắn với khái niệm dự trữ ngoại hối do IMF đưa ra

thì dự trữ ngoại hối của Việt Nam là dự trữ ngoại hối Nhà nước chính thức, còn các thành

phần khác của dự trữ ngoại hối Nhà nước không phải là tài sản dự trữ quốc tế, chúng chỉ

là khoản nợ của NHNN với các đơn vị thể chế khác. Bởi lẽ dự trữ ngoại hối Nhà nước

chính thức được quản lý và sử dụng bởi NHNN Việt Nam là cơ quan quản lý tiền tệ ở

Việt Nam, khoản này được sử dụng để can thiệp trên thị trường ngoại hối trong nước và

giao dịch trên thị trường quốc tế nhằm bình ổn tỷ giá và ổn định thị trường, hoặc để đáp

ứng các nhu cầu ngoại hối đột xuất, cấp bách của Nhà nước. Dự trữ ngoại hối Nhà nước

chính thức tương đương với chỉ tiêu Tài sản có nước ngoài ròng trên Bảng cân đối tiền

tệ của NHNN Việt Nam.

Thành phần của dự trữ nhà nước ở Việt Nam bao gồm: Ngoại tệ tiền mặt, tiền gửi

bằng ngoại tệ ở nước ngoài; Chứng khoán và các giấy tờ có giá khác bằng ngoại tệ do

Chính phủ, tổ chức nước ngoài, tổ chức quốc tế phát hành;Quyền rút vốn đặc biệt, dự trữ

tại Quỹ tiền tệ quốc tế;Vàng do Ngân hàng Nhà nước quản lý;Các loại ngoại hối khác

của Nhà nước. (Điều 4 Nghị định 50/2014/NĐ-CP). Như vậy, nhìn chung, thành phần

dự trữ ngoại hối tại Việt Nam và IMF là thống nhất.

Tích lũy dự trữ ngoại hối

Tích lũy dự trữ ngoại hối của một quốc gia là hoạt động làm tăng dần lên dự trữ

ngoại hối của quốc gia đó qua một giai đoạn. Trong đó, dự trữ ngoại hối là những tài

sản nước ngoài đang sẳn có và được kiểm soát bởi cơ quan tiền tệ (NHTW) của nước đó

nhằm đáp ứng nhu cầu cân bằng cán cân thanh toán, can thiệp trên thị trường ngoại hối

để tác động đến tỷ giá và cho các mục đích liên quan khác.

Dự trữ ngoại hối của một quốc gia có thể được tích lũy bằng hai cách. Một là

thông qua hoạt động can thiệp mua trực tiếp ngoại hối của NHTW trên thị trường ngoại

hối. Hai là nhận phân bổ trực tiếp SDRs từ IMF. Bởi lẽ SDRs là một thành phần của dự

trữ ngoại hối, khi một quốc gia thành viên của IMF được nhận phân bổ SDRs, dự trữ

ngoại hối của quốc gia đó sẽ tăng lên, nghĩa là được tích lũy thêm.

2.1.2.2. Vai trò của dự trữ ngoại hối

Dự trữ ngoại hối đóng một vai trò rất quan trọng trong mỗi quốc gia, đặc biệt là

các quốc gia đang phát triển. Vai trò của dự trữ ngoại hối được thể hiện cụ thể dưới đây.

Dự trữ ngoại hối là một phương tiện được trang bị để các quốc gia tự bảo hiểm

(self – insurance), ngăn chặn lây nhiễm khủng hoảng và làm trơn ảnh hưởng của các cú

sốc bất lợi cũng như phòng ngừa khủng hoảng (Moghadam & ctg, 2010). Sự tích lũy dự

trữ ngoại hối của các nước đang phát triển như là một hình thức tự bảo hiểm trong bối

cảnh toàn cầu hóa, sự bất ổn tài chính và sự thiếu vắng một hệ thống quản lý quốc tế

khủng hoảng đầy đủ. Cuộc khủng hoảng tài chính Đông Á năm 1997 là một ví dụ điển

hình về vấn đề này (Stiglitz, 2006). Các quốc gia Đông Á đã học được những bài học về

sự bất ổn trong giai đoạn khủng hoảng và đã tăng cường dự trữ ngoại hối của họ.

Trong quản lý tỷ giá, dự trữ ngoại hối có vai trò khác nhau tùy theo cơ chế tỷ giá

của mỗi quốc gia. Đối với các quốc gia theo chế độ tỷ giá thả nổi hoàn toàn, NHTW

không can thiệp vào tỷ giá thì dự trữ ngoại hối không giữ vai trò quan trọng. Tuy nhiên,

đối với các quốc gia theo chế độ tỷ giá cố định hoặc tỷ giá thả nổi có kiểm soát, dự trữ

ngoại hối đóng một vai trò rất quan trọng trong việc kiểm soát tỷ giá của NHTW. Tùy

theo nhu cầu quản lý, NHTW sẽ can thiệp mua hoặc bán trên thị trường ngoại hối để tác

động vào tỷ giá. Hơn nữa, nhiều quốc gia nhận thấy tích lũy dự trữ ngoại hối không chỉ

là phương tiện hiệu quả để quản lý tỷ giá, mà còn là một công cụ để duy trì tỷ giá hối

đoái thấp theo thứ tự thúc đẩy thương mại và cạnh tranh quốc tế. Tỷ giá hối đoái thấp

thúc đẩy xuất khẩu, và một quốc gia có thể giữ tỷ giá thấp bằng cách bán đồng nội tệ và

mua ngoại tệ. Động cơ tích lũy dự trữ ngoại hối như vậy được gọi là động cơ thương mại

(Aizenman & Lee, 2005).

Theo Elhiraika & Ndikumana (2007), các quốc gia duy trì dự trữ ngoại hối để

quản lý hiệu quả chi phí và giảm chi phí điều chỉnh liên quan đến biến động trong thanh

toán quốc tế. Theo đó, nhu cầu tích lũy dự trữ ngoại hối gia tăng với thương mại toàn

cầu. Cán cân vãng lai, độ mở thương mại hoặc xu hướng nhập khẩu là những yếu tố

quan trọng quyết định xu hướng dự trữ. Bên cạnh đó, các quốc gia đều tuân thủ nguyên

tắc chung trong việc duy trì mức dự trữ tối ưu, bao gồm duy trì trữ lượng tương đương

với ba tháng nhập khẩu.

Dự trữ ngoại hối đầy đủ giúp tăng cường niềm tin của nhà đầu tư, từ đó giúp tăng

đầu tư và tăng trưởng kinh tế. Dự trữ ngoại hối là một biểu trưng sức khỏe tài chính, giúp

các nước đang phát triển và các nền kinh tế mới nổi xâm nhập thị trường quốc tế bằng

cách tăng độ tin cậy của quốc gia và niềm tin của nhà đầu tư (Drummond &ctg, 2009;

Hviding &ctg, 2004).

2.1.2.3. Rủi ro trong nước và chi phí tích lũy dự trữ ngoại hối

Mặc dù dự trữ ngoại hối có vai trò rất quan trọng như đã phân tích ở trên nhưng

tích lũy dự trữ ngoại hối cũng ẩn chứa những rủi ro và chi phí cho việc thực hiện chính

sách tiền tệ (ECB, 2006). Những rủi ro và chi phí này phát sinh tùy thuộc vào mức độ

can thiệp trung hòa của NHTW.

Trước tiên là phát sinh mâu thuẫn giữa mục tiêu ổn định tỷ giá và giá cả của chính

sách tiền tệ. Điều này đặc biệt thể hiện rõ trong bối cảnh dòng vốn vào ròng liên tục xuất

hiện. Việc can thiệp vào thị trường tiền tệ để ngăn chặn sự biến động tỷ giá có thể dẫn

tới việc nới lỏng quá mức của những điều kiện tiền tệ trong nước, làm ảnh hưởng đến sự

ổn định của giá cả. Một lý do cơ bản là nếu NHTW không thực hiện can thiệp trung hòa

toàn bộ những tác động trên thị trường tiền tệ, tiền cơ sở sẽ tăng và kết quả của việc gia

tăng thanh khoản này là các ngân hàng thương mại sẽ tăng khả năng và sự sẵn sàng cung

cấp tín dụng cho nền kinh tế. Hơn nữa, việc can thiệp trung hòa liên tục để ngăn cản sự

tăng giá của đồng nội tệ có thể làm gia tăng kỳ vọng tăng tỷ giá đối với nước ngoài và

tiếp tục khuyến khích dòng vốn vào. Theo Takagi & Esaka (2001), hoạt động can thiệp

trung hòa cũng làm cho lãi suất trong nước tăng lên, qua đó làm thu hút dòng vốn vào

nhiều hơn. Trong điều kiện như vậy, NHTW càng phải tích lũy nhiều hơn nữa dự trữ

ngoại hối để bù đắp áp lực lên tỷ giá hối đoái.

Thứ hai, tích lũy dự trữ ngoại hối cũng có thể gây ra rủi ro cho ngành tài chính và

ảnh hưởng đến triển vọng tăng trưởng trung hạn của nền kinh tế (ECB, 2006). Tích lũy

dự trữ ngoại hối cũng có thể làm xuất hiện sự mất cân bằng trong nước khi mà hoạt động

can thiệp trung hòa không thực hiện đầy đủ và thanh khoản quá mức được tạo ra. Về

phía cung tín dụng, với nguồn thanh khoản dồi dào, các trung gian tài chính sẽ được

khuyến khích cấp tín dụng dễ dàng hơn và nới lỏng những đánh giá của họ về mức độ

tín nhiệm của người vay. Về phía cầu tín dụng, với điều kiện tín dụng nới lỏng có thể

khuyến khích đầu tư trong nước quá mức. Trong bối cảnh này, sự mất cân bằng trong

nước có thể xảy ra và hàm ý cho tăng trưởng trung hạn là khó thực hiện, đặc ra thách

thức đáng kể cho nhà hoạch định chính sách tiền tệ.

Cuối cùng, các nước tích lũy dự trữ ngoại hối phải đối mặt với chi phí tài chính

(Moghadam, 2010). Chi phí này rất khó để đo lường và thường được tính bằng chênh

lệch giữa lợi tức nhận được do việc nắm giữ dự trữ ngoại hối với lợi tức phải trả cho các

tài sản nợ trong nước được sử dụng cho hoạt động can thiệp trung hòa. Chi phí này có

thể dẫn đến tổn thất cho các NHTW tích lũy dự trữ ngoại hối nếu xuất hiện mức chênh

lệch lãi suất không thuận lợi giữa trong nước và nước ngoài.

Những rủi ro và chi phí trên có thể thay đổi đáng kể từ nước này sang nước khác

và theo thời gian, trong mỗi quốc gia. Do đó, sự cân bằng của các ưu đãi và khuyến khích

để tích lũy dự trữ ngoại hối cũng có thể thay đổi.Tại Trung Quốc, sự gia tăng liên quan

đến tiền cơ sở đã được can thiệp trung hòa vào năm 2002. Tuy nhiên, hệ số can thiệp

trung hòa năm 2003 và 2004 đã bị hạn chế hơn nhiều, một phần là do khó thực hiện. Kết

quả một phần này là chỉ số giá tiêu dùng CPI tăng từ -0.8% năm 2002 lên 3.9% năm

2004, cùng với dấu hiệu đầu tư quá mức và bong bóng bất động sản địa phương. Tại Hàn

Quốc, năm 2004, lãi suất trả cho trái phiếu ổn định tiền tệ phát hành bởi NHTW Hàn

Quốc để điều tiết cung tiền cao hơn lãi suất ở Mỹ hiện hành. Điều này đã làm tổn thất

lợi nhuận của NHTW. Hơn nữa, mặc dù đã can thiệp đáng kể trên thị trường ngoại hối,

nhưng Hàn Quốc vẫn không thể ngăn chặn sự tăng giá của đồng Won so với USD từ

năm 2002. Và điều này đã dẫn đến một số căng thẳng giữa mục tiêu duy trì ổn định tỷ

giá và lạm phát mục tiêu mà NHTW Hàn Quốc theo đuổi từ năm 1998. Tại Ấn Độ, năm

2004 , bộ tài chính đồng ý cho phép NHTW Ấn Độ được phát hành chứng khoán để thực

hiện can thiệp trung hòa. So với việc phát hành tài sản nợ của chính NHTW Ấn Độ, biện

pháp này đã chứng minh thành công trong việc cho phép thực hiện can thiệp trung hòa

mà không làm phân khúc thị trường trái phiếu có chủ quyền. Tuy nhiên, Ấn Độ đã trải

qua một sự khác biệt rất bất lợi giữa lãi suất nước ngoài và trong nước, gây ra chi phí

can thiệp trung hòa.

2.1.2.4. Nguyên tắc quản lý dự trữ ngoại hối

Quản lý dự trữ ngoại hối phải tuân thủ ba nguyên tắc cơ bản theo thứ tự ưu tiên:

An toàn, thanh khoản và sinh lời ( Nguyễn Văn Tiến, 2013).

Nguyên tắc an toàn

Trong quản lý dự trữ ngoại hối, nguyên tắc an toàn phải được đặc lên hàng đầu.

Nguyên tắc an toàn phải được thực hiện theo hướng đầu tư dự trữ vào các tổ chức có hệ

số tín nhiệm cao, mà không theo đuổi mục tiêu lợi nhuận, không theo chiều hướng biến

động của thị trường ngoại hối trong ngắn hạn và không bảo toàn theo giá trị quy ra đồng

nội tệ. Do được bảo đảm an toàn nên mức sinh lời từ đầu tư dự trữ ngoại hối của các

NHTW là rất thấp.

Nguyên tắc thanh khoản

Dự trữ ngoại hối quốc gia phải thỏa mãn được các tiêu chí thanh khoản gồm : Một

là luôn sẵn có số tiền cần thiết. Hai là tại địa điểm cần có. Ba là tại thời điểm cần có nhu

cầu. Bốn là bằng đồng tiền cần có. Năm là với chi phí hợp lý.

Cần duy trì mức dự trữ tối ưu vừa đủ, đó là đáp ứng các nhu cầu thanh toán quốc

tế, đủ để can thiệp khi có ồ ạt chạy ra nước ngoài và đảm bảo được sự ổn định tài chính.

Nguyên tắc sinh lời

Dự trữ ngoại hối là tài sản quốc gia, có giá trị lớn chủ yếu ở dạng ngoại tệ, nên

ngoài nguyên tắc quản lý an toàn và thanh khoản, thì nguyên tắc sinh lời cũng được quan

tâm thích đáng. Để đạt được nguyên tắc sinh lời, người ta thường quan tâm đến hai yếu

tố cơ bản của ngoại tệ đó là : tỷ giá và lãi suất.

Đối với các quốc gia có mức dự trữ ngoại hối vượt mức, để nâng cao hiệu quả

quản lý dự trữ ngoại hối theo hướng ưu tiên mục tiêu sinh lời, thì Chính phủ có thể tách

phần dự trữ ngoại hối vượt mức giao cho một công ty hoặc quỹ đầu tư nhà nước để đầu

tư sinh lời một cách thuần túy.

2.1.2.5. Tiêu chí đánh giá quy mô dự trữ ngoại hối

Theo Debt (2000), các chỉ tiêu để đánh giá ngưỡng an toàn của dự trữ ngoại hối

gồm có :

Tỷ lệ dự trữ ngoại hối so với nợ ngắn hạn (Ratio of Reserves to Short-Term

External Debt)

Đây là chỉ số quan trọng nhất về mức độ dự trữ đầy đủ ở các nước có khả năng

tiếp cận thị trường vốn lớn nhưng không chắc chắn. Một quốc gia có tỷ lệ này thấp thì

dễ bị tổn thương trước các cuộc tấn công đầu cơ hoặc các cú sốc từ bên ngoài. Theo

khuyến nghị của Ngân hàng thế giới, tỷ lệ này tối thiểu phái trên 200%.

Tỷ lệ dự trữ ngoại hối so với nhập khẩu (Ratio of Reserves to Imports)

Chỉ số này đo lường tổng dự trữ ngoại hối của một quốc gia so với giá trị nhập

khẩu. Đây là một chỉ tiêu đo lường nhu cầu dự trữ ngoại hối hữu ích cho các quốc gia

hạn chế tiếp cận thị trường vốn, và so sánh ở nhiều quốc gia khác nhau. Theo khuyến

nghị của IMF, chỉ tiêu này tối thiểu là tương đương 2 đến 3 tháng nhập khẩu.

Tỷ lệ dự trữ ngoại hối so với cung tiền (Ratio of Reserves to Broad Money):

Chỉ tiêu này dùng để đo lường tác động tiềm ẩn của sự mất niềm tin vào đồng nội

tệ, rất hữu ích nếu ngành ngân hàng yếu và xuất hiện rủi ro thất thoát vốn. Tỷ lệ này theo

chuẩn quốc tế là từ 10% đến 20% ( Nguyễn Văn Tiến, 2013).

2.1.3. Đô la hóa

2.1.3.1. Khái niệm đô la hóa

Thuật ngữ “đô la hóa” có nhiều ý nghĩa khác nhau và được sử dụng bởi các học

giả khác nhau để giải thích trong các nghiên cứu của họ ở các thời điểm khác nhau. Ortiz

(1983) nghiên cứu về vấn đề đô la hóa ở Mexico cho rằng đô la hóa là việc sử dụng đồng

đô la bên trong quốc gia. Theo Zoryan (2005), đô la hóa là việc sử dụng ngoại tệ bên

trong nền kinh tế nội địa.

Trong 2 thập kỷ trước những năm 1990, đô la hóa nền kinh tế thực chất là việc

công dân trong nước nắm giữ ngoại tệ hoặc tài sản tài chính có giá trị ngoại tệ giống

như một phần trong danh mục đầu tư của họ (Reinhart & ctg, 2003). Sau khủng hoảng

Châu Á cuối những năm 1990, khái niệm “đô la hóa” bắt đầu được sử dụng nhiều để chỉ

những quốc gia không phát hành tiền tệ hoặc chọn ngoại tệ khác thay thế đồng tiền quốc

gia của mình.

Đô la hóa cũng được định nghĩa theo dạng là đô la hóa chính thức (full

dollarization hay de jure dollarization) hay đô la hóa một phần (partial dollarization hay

de facto dollarization), đô la hóa tài chính (finacial dollarization), đô la hóa thực (real

dollarization) và đô la hóa tài sản nợ ( liabilaty dollarization). Đô la hóa chính thức là

việc đồng tiền của quốc gia khác được sử dụng hợp pháp trong nước. Đô la hóa một

phần xảy ra khi nội tệ là đồng tiền giao dịch chính thức nhưng ngoại tệ cũng được sử

dụng cho một số giao dịch có hoặc không có sự chấp thuận của pháp lý (Reinhart & ctg,

2003). Đô la hóa tài chính đề cập đến việc người dân trong nước nắm giữ tài sản tài chính

và nợ phải trả dưới dạng ngoại tệ. Đô la hóa thực là việc lập chỉ số giá cả và tiền lương

theo đồng đô la (Mengesha & Holmes ,2015). Đô la hóa tài sản nợ, nhấn mạnh việc vay

ngoại tệ của khu vực tư và công cộng của những nền kinh tế mới nổi để chống lại những

cú sốc từ bên ngoài.

Tóm lại, cho dù có nhiều khái niệm khác nhau, thuật ngữ “đô la hóa” đều thể hiện

là việc sử dụng tiền tệ của nước khác trong nền kinh tế trong nước.

Chỉ có một số ít nền kinh tế có tình trạng đô la hóa chính thức trên thế giới bao

gồm Ecuador, El Salvador, và Panama. Nhưng đô la hóa không chính thức thì phổ biến

rộng rãi (Heysen, 2005). Tại Việt Nam, từ khi chuyển sang nền kinh tế thị trường đến

nay nền kinh tế vẫn đang trong tình trạng đô la hóa. Tuy nhiên, đô la hóa ở Việt Nam chỉ

là đô la hóa không chính thức (Goujon, 2006). Vì vậy, luận án sẽ nghiên cứu về đô la

hóa theo hướng đô la hóa không chính thức tại Việt Nam.

2.1.3.2. Các phương pháp đo lường mức độ đô la hóa

Đô la hóa có thể có nhiều hình thức khác nhau, bao gồm giao dịch, lưu trữ tài sản

tài chính, nợ phải trả. Vì cơ quan quản lý tiền tệ không thể theo dõi toàn bộ ngoại tệ lưu

thông trong nền kinh tế của họ, nên rất khó để có được một thước đo chính xác về các

giao dịch bằng ngoại tệ.

Để đo lường mức độ đô la hóa nền kinh tế, các nhà nghiên cứu thường sử dụng

chỉ tiêu căn bản để tính là tỷ lệ tiền gửi ngoại tệ chia cho tổng phương tiện thanh toán

(Sahay & Vegh, 1995; Baliño & ctg, 1999; Reinhart & ctg, 2003; Mwase & Kumah,

2015;… ). Tỷ lệ này được gọi là tỷ lệ đô la hóa tiền gửi. Bên cạnh đó, tỷ lệ đô la hóa

nền kinh tế còn được tính bằng cách lấy tổng dư nợ tín dụng ngoại tệ chia cho tổng

phương tiện thanh toán hoặc tổng dư nợ tín dụng (Bednařík, 2007; Gulde & ctg, 2004;

Mecagni & ctg, 2015;…). Tỷ lệ này này được gọi là tỷ lệ đô la hóa tiền vay. Tại một số

quốc gia có thể tính được tổng tiền mặt ngoại tệ do công chúng nắm giữ, tỷ lệ đô la hóa

còn được tính bằng tỷ lệ tổng tiền mặt ngoại tệ được nắm giữ bởi công chúng trong nước

chia cho tổng phương tiện thanh toán (Baliño & ctg, 1999; Nguyễn Thị Hồng, 2012;…).

Tỷ lệ này được gọi là tỷ lệ đô la hóa tiền mặt.

2.1.3.3. Nguyên nhân gây ra tình trạng đô la hóa nền kinh tế

Đô la hóa thường phản ánh lịch sử kinh tế vĩ mô bất ổn (Heysen, 2005). Mọi

người thường thích nắm giữ tiền của họ để có sức mua ổn định. Đó là lý do tại sao người

dân của các quốc gia có tiền sử lạm phát trong nước cao có thể ủng hộ một ngoại tệ có

giá trị ổn định.

Các yếu tố thể chế đóng một vai trò quan trọng trong việc xác định lý do tại sao

một số quốc gia có lịch sử kinh tế vĩ mô bất ổn bị đô la hóa và các nước khác thì không.

Một số quốc gia có thể tìm cách chứa sự sụt giảm về tiết kiệm có thể phát sinh từ lạm

phát bằng cách cho phép sử dụng ngoại tệ. Một số quốc gia khác có thể cố gắng chống

lại sự đô la hóa bằng cách thúc đẩy lập kế hoạch chỉ mục tài chính hoặc hướng đến việc

kiểm soát vốn. Điều đó thể hiện, sự thiếu hụt một thị trường tài chính sâu rộng để hỗ trợ

thanh khoản từ các công cụ được lập chỉ mục và sự đơn giản, minh bạch và độ tin cậy

của các công cụ đô la có thể thiên về hướng có lợi của những quốc gia đô la hóa một

phần. Chính vì vậy mà đô la hóa xuất hiện tại các quốc gia này.

Đô la hóa thành công xuất hiện ở Bosnia-Herzegovina, Israel, Mexico, Phần Lan

và Slovenia sau khi chính sách chống lạm phát đáng tin cậy đã được thực hiện. Ở một

số quốc gia này, đô la hóa được hỗ trợ bởi việc điều khiển và thậm chí là bắt buộc phải

chuyển đổi tài sản hoặc nợ phải trả bằng đô la vào trong nước. Tuy nhiên, đô la hóa đã

tồn tại thậm chí tăng ở nhiều quốc gia sau khi đã ổn định đồng nội tệ.

2.1.3.4. Đô la hóa và thách thức đối với việc xây dựng và điều hành chính sách tiền

tệ của NHTW

Đô la hóa gây ra những thách thức chủ yếu đối với việc xây dựng và điều hành

chính sách tiền tệ của NHTW như sau:

Một là là việc thống kê tiền tệ sẽ gặp khó khăn, đặc biệt là khi còn đô la hóa tiền

mặt, việc đo lường tổng phương tiện thanh toán trong nền kinh tế sẽ bị hạn chế ( Nguyễn

Thị Hồng, 2012). Bởi vì NHTW chỉ có thể thống kê được lượng tiền mặt do NHTW

chính nước đó phát hành, còn lượng tiền mặt ngoại tệ vào và ra quốc gia với nhiều nguồn

khác nhau, khó tập trung dữ liệu. Và một khi việc tính tổng phương tiện thanh toán bị

hạn chế, thì việc xác định lượng tiền cung ứng tăng thêm hàng năm cho phù hợp với tăng

trưởng kinh tế và lạm phát gặp khó khăn.

Hai là trong một nền kinh tế đô la hóa một phần, các nhà hoạch định chính sách

sẽ phải đối mặt với thách thức về điều hành tỷ giá hối đoái (Quispe-Agnoli, 2002). Bởi

vì nguồn cung tiền trong nền kinh tế sẽ bao gồm một phần ngoại tệ, điều này đặt ra các

câu hỏi về một tỷ giá hối đoái thích hợp. Đô la hóa làm cho tỷ giá biến động nhiều hơn

và cầu tiền trong nền kinh tế mất ổn định nhiều hơn (Havrylyshyn & Beddies, 2003).

Ba là trong điều kiện nền kinh tế còn bị đô la hóa, hiệu quả của các công cụ chính

sách tiền tệ hạn chế và tác động rất phức tạp, làm cho việc thiết lập cơ chế chuyển tải

chính sách tiền tệ khó khăn hơn. Đôi khi tác động của chính sách không đạt được mục

tiêu như mong muốn vì đô la hóa là môi trường dễ phát sinh những biến động và khó có

thể đo lường tác động của chính sách (Nguyễn Thị Hồng, 2012). Chẳng hạn Quispe-

Agnoli (2002) cho rằng đô la hóa làm suy yếu vị trí của NHTW với tư cách là người cho

vay cuối cùng. Balino & ctg (1999) và Alvarez-Plata & Gracia-Herrero (2008) cũng đã

lập luận rằng việc theo đuổi chính sách tiền tệ thống nhất và độc lập là một thách thức

do kết quả của việc đô la hóa. Ize & Yeyati (2006) cũng chỉ ra rằng truyền dẫn chính

sách tiền tệ qua kênh lãi suất ít hiệu quả hơn nếu có đô la hóa.

Nói tóm lại, đô la hóa cũng gây ra khó khăn, thách thức cho việc điều hành tiền

tệ của NHTW. Để có thể chủ động điều hành, quản lý tiền tệ, NHTW các nước phải tiến

hành chống đô la hóa nền kinh tế.

2.1.3.5. Các chính sách chống đô la hóa nền kinh tế

Một số nhà hoạch định chính sách trong các nền kinh tế có đô la hóa đang theo

đuổi các chính sách bổ sung để giảm tính dễ bị tổn thương của hệ thống tài chính. Các

chính sách thận trọng nhằm kiểm soát khả năng thanh toán của ngoại tệ được kết hợp

với các biện pháp làm cho đồng nội tệ hấp dẫn hơn và giảm đô la hóa (Heysen, 2005).

Các chính sách nhằm hạn chế rủi ro thanh khoản là phổ biến ở các nền kinh tế có

đô la hóa cao, nhưng mức độ và bản chất của chúng khác nhau. Những tài sản ngoại tệ

có tính lỏng cao như tiền mặt hoặc tiền gửi ở nước ngoài thường hoạt động như một tấm

đệm. Điều này làm giảm khả năng cạn kiệt thanh khoản. Ở một số quốc gia, phần lớn tài

sản thanh khoản này tương ứng với dự trữ quốc tế của NHTW. Ở một số quốc gia khác,

các định chế tài chính cũng duy trì tài sản ngoại tệ có tính lỏng cao dưới dạng gửi ở nước

ngoài do tự nguyện hoặc do kết quả của các yêu cầu an toàn dưới hình thức thanh khoản

hoặc dự trữ bắt buộc theo quy định.

Chính sách kiểm soát rủi ro tiền tệ tín dụng trở nên phổ biến. Mục tiêu chính là

khuyến khích người cho vay và người đi vay trong hệ thống tài chính nội bộ hóa các chi

phí hoạt động trong môi trường đô la hóa. Một loạt các biện pháp có thể thực hiện. Các

biện pháp này thay đổi từ cấm hoặc hạn chế cho vay ngoại tệ đến những người đi vay

không có đảm bảo (Agentian, Chile), lập dự phòng cao hơn hoặc yêu cầu vốn cao hơn

cho những khoản vay không được đảm bảo (Geogria). Một số quốc gia đã thiết lập quy

tắc quản lý rủi ro tín dụng trong đó yêu cầu rõ ràng các định chế tài chính đánh giá rủi

ro tiền tệ tín dụng của các khách hàng cho vay tiềm năng và thật sự (Peru).

Chính sách tăng cường sức hấp dẫn của đồng nội tệ nói chung nhằm giảm rủi ro

và chi phí liên quan đến việc sử dụng chúng. Các biện pháp như vậy bao gồm giữ lạm

phát thấp, loại bỏ trần lãi suất, giảm dự trự bắt buộc đối với nội tệ tiền gửi, chuyển sang

lạm phát mục tiêu và chính sách tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn, phát triển thị trường chứng

khoán công dưới dạng nội tệ và cải thiện hiệu quả hệ thống thanh toán nội địa.

2.1.3.6. Mối quan hệ giữa đô la hóa với lạm phát và tích lũy dự trữ ngoại hối

 Mối quan hệ giữa đô la hóa và lạm phát

Tùy theo mức độ đô la hóa nền kinh tế, tác động của đô la hóa đến lạm phát cho

kết quả khác nhau.

Với nền kinh tế có đô la hóa chính thức, đô la hóa làm giảm mức độ lạm phát.

Edward & Magendzo (2001) thấy rằng lạm phát trong các nền kinh tế có đô la hóa thấp

hơn các nền kinh tế không đô la hóa. Kurasawa & ctg (2007) cũng cho thấy lợi ích của

đô la hóa của việc giảm lạm phát cao hơn chi phí đô la hóa tại El-Salvador, Ecuador và

Argentina. Các nghiên cứu của Soto (2009) và Quispe-Agnoli & Whisler (2006) cũng

chỉ ra sự suy giảm tỷ lệ lạm phát do kết quả của việc đô la hoá toàn bộ ở Ecuador và El

-Salvador.

Với nền kinh tế có đô la hóa một phần, tác động của đô la hóa đến lạm phát cho

các kết quả tương phản nhau. Trong khi một số nghiên cứu cho thấy đô la hóa làm tăng

lạm phát, một số khác lại cho kết quả ngược lại. Yeyati (2006) cho thấy tỷ lệ lạm phát

cao hơn trong nền kinh tế có đô la hóa tài chính. Nghiên cứu thực nghiệm của Bahmani

& Domac (2003) cũng cho kết quả tương tự tại Thổ Nhĩ Kỳ. Ngược lại với những phát

hiện trên, nghiên cứu của Berg & ctg (2003) chỉ ra rằng đô la hóa, cho dù đó là toàn bộ

làm giảm lạm phát ở các nước Trung Mỹ. Tương tự như trên, Gruben & Mcleod (2004)

tìm thấy lạm phát thấp hơn ở châu Mỹ Latin và hai mươi quốc gia có đô la hóa . Reinhart

& ctg (2003) cũng chứng tỏ lạm phát thấp cùng trong nền kinh tế đô la hóa trong lập

luận của họ về hiệu quả của chính sách tiền tệ.

Theo Mengesha & Holmes (2015), có sự khác nhau về tác động của đô la hóa đến

lạm phát là do tùy thuộc vào hiệu quả sức mua. Thông thường, lạm phát làm suy yếu sức

mua của đồng nội tệ. Kết quả là, các cá nhân có xu hướng trao đổi đồng nội tệ yếu cho

một đồng tiền mạnh thay thế. Nếu việc trao đổi dẫn đến sự đô la hoá chính thức, đó là

chỉ số giá cả và tiền lương cho đồng đô la, điều này dẫn đến hai kết quả. Thứ nhất, các

công ty sẽ không phải đối mặt với sự không phù hợp về tiền tệ ngay cả khi nền kinh tế

bị đô la hóa một phần bởi vì họ có thể kiếm được đô la và trả nợ bằng đồng đô la. Hơn

nữa, sức mua của đồng tiền thay thế mạnh. Do đó, lạm phát sẽ giảm xuống trong nền

kinh tế. Thứ hai, nếu việc hoán đổi tiền tệ không dẫn đến đô la hoá chính thức thì lạm

phát có xu hướng tăng lên cùng với sự gia tăng đô la hoá một phần. Bởi lẽ khi đô la hóa

tăng, đồng tiền trong nước càng mất giá, làm cho lạm phát càng tăng.

 Mối quan hệ giữa đô la hóa và tích lũy dự trữ ngoại hối của NHTW

Trong nền kinh tế có đô la hóa một phần, NHTW sẽ đối mặt với hai vấn đề liên

quan đến dự trữ ngoại hối.

Thứ nhất là duy trì mức dự trữ ngoại hối cao để ổn định tỷ giá. Với hình thức đô

la hóa chính thức, NHTW mất quyền kiểm soát tỷ giá do trong nước đã không sử dụng

nội tệ. Tuy nhiên, đô la hóa một phần làm cho tỷ giá biến động. Do đó, cơ quan quản lý

tiền tệ cần phải đảm bảo ổn định tỷ giá thông qua can thiệp trực tiếp trên thị trường ngoại

hối. NHTW cần phải duy trì mức dự trữ ngoại hối cao (Armas & Grippa, 2005). Duy trì

mức dự trữ ngoại hối cao giúp cơ quan quản lý tiền tệ can thiệp vào thị trường ngoại hối

trong thời gian bất ổn. Nghiên cứu của Yeyati (2008) cho thấy một dấu hiệu mạnh mẽ

rằng các nước có đô la hóa tiền gửi cao có khuynh hướng giữ một lượng dự trữ ngoại

hối lớn hơn và có xu hướng điều chỉnh nó khi đô la hóa tiền gửi càng tăng.

Thứ hai là cần phải can thiệp bán ra nhiều hơn trên thị trường ngoại hối. Đô la

hóa cũng gây áp lực tới NHTW can thiệp trên thị trường ngoại hối ngay cả khi tổng thể

nền kinh tế không bị mất cân đối cung cầu ngoại tệ vì các khu vực của nền kinh tế có xu

hướng nắm giữ ngoại tệ ( Nguyễn Thị Hồng, 2012). Với một nền kinh tế không có đô la

hóa, NHTW chỉ can thiệp bán ngoại tệ khi các khu vực trong nền kinh tế đã giao dịch

với nhau nhưng vẫn chưa đáp ứng được nhu cầu ngoại tệ. Tuy nhiên, khi nền kinh tế có

đô la hóa cao, xu hướng nắm giữ ngoại tệ của người dân càng nhiều thì ngay cả khi tổng

thể nền kinh tế có dư cung ngoại tệ, NHTW vẫn phải bán ngoại tệ trên thị trường ngoại

hối.

Đối với vấn đề thứ nhất, khi nền kinh tế có đô la hóa một phần, để ổn định tiền tệ

trong nước, NHTW cần tích lũy nhiều dự trữ ngoại hối để có thể can thiệp trên thị trường

ngoại hối. Như vậy, khi đô la hóa càng cao, tích lũy dự trữ ngoại hối càng cao. Tuy nhiên,

đối với vấn đề thứ hai, khi NHTW phải can thiệp bán nhiều hơn trên thị trường ngoại

hối do áp lực của đô la hóa, tích lũy dự trữ ngoại hối lại giảm. Như vậy, tác động của đô

la hóa đến tích lũy dự trữ ngoại hối của NHTW là không rõ ràng. Tùy theo hiệu ứng ròng

của hai hoạt động can thiệp bán và tích lũy dự trữ ngoại hối của NHTW, dự trữ ngoại

hối có thể tăng hoặc giảm tùy trường hợp nhất định.

2.1.4. Can thiệp trung hòa của NHTW

2.1.4.1. Khái niệm hoạt động can thiệp trung hòa

Khi NHTW can thiệp trên thị trường ngoại hối sẽ dẫn đến lạm phát hoặc giảm

phát nếu không có các biện pháp khác đi kèm. Hoạt động trung hòa của NHTW khi can

thiệp trên thị trường ngoại hối được các nhà nghiên cứu tiếp cận theo hai hướng: Làm

trung hòa tiền cơ sở (MB) hoặc làm trung hòa cung tiền (Ms). Hầu hết các nghiên cứu

đề cập đến can thiệp làm trung hòa tiền cơ sở .

Edison (1993) cho rằng khi hoạt động can thiệp trên thị trường ngoại hối được

kết hợp với hoạt động thị trường mở, được gọi là hoạt động can thiệp trung hòa. Can

thiệp trung hòa là một sự thay đổi thuần túy giữa chứng khoán nội địa và tài sản có nước

ngoài được nắm giữ bởi công chúng, không kèm theo bất kỳ sự thay đổi nào trong tiền

cơ sở. Nó làm thay đổi thành phần tiền tệ của tài sản nắm giữ bởi công chúng bằng cách

thay đổi danh mục đầu tư của cơ quan quản lý tiền tệ. Tất cả các NHTW lớn có xu hướng

sử dụng nghiệp vụ thị trường mở để can thiệp trung hòa.

Frankel & Okongwu (1996) phân biệt can thiệp trung hòa theo cả nghĩa rộng và

nghĩa hẹp. Khi NHTW tăng dự trữ ngoại hối, đồng thời cũng giảm tín dụng trong nước

để chống lại xu hướng gia tăng lạm phát trong cung tiền. Việc giảm tín dụng trong nước

như vậy có thể dẫn đến hoạt động can thiệp trung hòa được xác định theo nghĩa hẹp hoặc

theo nghĩa rộng. Can thiệp trung hòa theo nghĩa hẹp là sự bù trừ dòng vốn dự trữ để tiền

cơ sở không bị ảnh hưởng, ví dụ thông qua bán trái phiếu trong nước. Can thiệp trung

hòa theo nghĩa rộng là sự bù trừ dòng vốn sao cho cung tiền tổng thể không bị thay đổi,

ví dụ như tăng dự trữ bắt buộc của các ngân hàng thương mại.

Theo Sloman (2006), can thiệp trung hòa là hoạt động của NHTW sử dụng nghiệp

vụ thị trường mở hoặc các công cụ tiền tệ khác để trung hòa tác động của thặng dư hoặc

thâm hụt cán cân thanh toán đến cung tiền.

Theo Dominguez (2008), can thiệp trung hòa là quá trình mà các cơ quan tiền tệ

đảm bảo rằng các can thiệp trên thị trường ngoại hối không ảnh hưởng đến tiền cơ sở

trong nước, vốn là một thành phần của cung tiền chung. Nhiều chính phủ cố gắng gây

ảnh hưởng đến giá trị tiền tệ của họ bằng cách mua hoặc bán nội tệ để đổi lấy ngoại tệ.

Nếu cơ quan tiền tệ bán nội tệ, sự can thiệp này sẽ dẫn đến sự mở rộng tiền cơ sở. Tương

tự như vậy, nếu cơ quan tiền tệ mua nội tệ, rút nội tệ ra khỏi lưu thông sẽ dẫn đến hiệu

ứng thắt chặt tiền cơ sở. Các hoạt động can thiệp trung hòa liên quan đến những giao

dịch tài sản có trong nước để đưa tiền cơ sở trở về khối lượng ban đầu.

Theo Krugman & ctg (2012) can thiệp trung hòa xảy ra khi NHTW thực hiện

đồng thời những giao dịch trên tài sản có nước ngoài và tài sản có trong nước để vô hiệu

hóa tác động của những can thiệp của NHTW trên thị trường ngoại hối đến cung tiền

trong nước.

Như vậy, khái niệm can thiệp trung hòa có thể được hiểu theo nghĩa rộng hoặc

nghĩa hẹp. Theo nghĩa rộng, hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW nhằm làm cho

cung tiền trong nền kinh tế không thay đổi. Bên cạnh đó, theo nghĩa hẹp, hoạt động can

thiệp trung hòa của NHTW nhằm làm cho tiền cơ sở MB không thay đổi.

2.1.4.2.Các công cụ can thiệp trung hòa của NHTW

 Nghiệp vụ thị trường mở

NHTW có thể bù đắp những tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến tiền cơ

sở bằng nghiệp vụ thị trường mở. Chứng khoán được bán bao gồm chứng khoán trong

nước do chính phủ phát hành mà NHTW đang nắm giữ trong danh mục đầu tư hoặc

chứng khoán do chính NHTW phát hành (Glick & Hutchison, 2009). Theo Monhanty

& Tunrner (2005), có ba hình thức sử dụng giấy tờ có giá để NHTW can thiệp trên thị

trường mở. Hình thức thứ nhất và cũng là cách phổ biến mà phần lớn các NHTW sử

dụng là phát hành giấy tờ có giá của chính họ thay vì dùng giấy tờ có giá của chính phủ.

Hình thức thứ hai được sử dụng ở một số NHTW các nước ( ví dụ Newzealand,

Philiphin, Singapore và Ấn Độ) là phụ thuộc vào chứng khoán chính phủ để thực hiện

can thiệp trung hòa. Hình thức thứ ba là sử dụng cả giấy tờ có giá của chính phủ và của

NHTW phát hành (Ví dụ Mexico, Malaysia, Cộng Hòa Séc, Hungary và Nam Phi). Việc

lựa chọn hình thức nào tùy thuộc vào đặc điểm của từng quốc gia như tình trạng thặng

dư hay thâm hụt ngân sách, tính độc lập của NHTW, mục tiêu quản lý của chính phủ hay

phản ứng của thị trường tài chính. Bằng việc bán các chứng khoán này, NHTW giữ cho

tiền cơ sở không thay đổi.

Tuy nhiên, trên thực tế, hình thức này có thể gây khó khăn cho cơ quan tiền tệ

khi bù đắp đầy đủ tác động của sự thay đổi tài sản có nước ngoài ròng. Thứ nhất, khả

năng can thiệp trung hòa có mối quan hệ nghịch chiều với mức độ chu chuyển vốn quốc

tế. Nếu dòng vốn chu chuyển ở mức cao, can thiệp trung hòa có thể không đạt hiệu quả

bởi nó có thể nhanh chóng bị đẩy lùi bởi dòng vốn mới. Chính sách can thiệp trung hòa

như vậy có thể hữu ích tạm thời nhưng về lâu dài không thể thực hiện được nếu dòng

vốn vẫn chảy vào ở mức cao, bởi can thiệp trung hòa chỉ nên giải quyết với tác động

hơn là nguyên nhân chủ yếu của các cú sốc của hệ thống tài chính. Thứ hai, phạm vi hoạt

động của thị trường mở có thể bị hạn chế bởi những công cụ sử dụng sẵn có, đặc biệt ở

những nước đang phát triển, nơi mà thị trường tài chính có thể không phát triển tốt. Ở

các nước với thị trường tài chính kém phát triển, khả năng can thiệp trung hòa có thể bị

hạn chế bởi kích thước và độ sâu của thị trường trái phiếu trong nước (Dominguez, 2008).

Cụ thể, tín phiếu kho bạc hoặc giấy tờ có giá do NHTW phát hành không phải là một tài

sản tài chính thay thế mà nhà đầu tư nước ngoài thật sự muốn nắm giữ như trái phiếu

hoặc cổ phiếu. Trong thực tế chính sách thường bị hạn chế thường do không cung cấp

đầy đủ các công cụ có thể bán được trên thị trường hoặc do thị trường trong nước mỏng

hoặc phân khúc. Thứ ba, với biện pháp can thiệp trung hòa này sẽ dẫn đến một chi phí

tài chính cho NHTW, chi phí này phụ thuộc vào sự khác biệt giữa một mặt, NHTW phải

trả lãi cho giấy tờ có giá do NHTW phát hành để can thiệp trung hòa ( hoặc chi phí cơ

hội mất đi từ việc bán trái phiếu chính phủ cho khu vực tư nhân), một mặt khác, lợi tức

của tài sản có nước ngoài, cũng như rủi ro tỷ giá, nếu đồng nội tệ lên giá. Như vậy,

NHTW bán trái phiếu chính phủ hoặc chứng khoán do NHTW phát hành để giảm thanh

khoản của thị trường thì phải đưa ra lợi tức ngày càng cao để thuyết phục các đại lý trong

nước nắm giữ chúng (Glick & Hutchison, 2009).

 Các công cụ can thiệp trung hòa bổ sung

Khi không có các công cụ cần thiết để thực hiện hoạt động thị trường mở, hoặc

khi thị trường mở không thể thực hiện được, các NHTW buộc phải chuyển sang biện

pháp khác để kiểm soát cung tiền. Các công cụ có thể sử dụng bổ sung như thắt chặt tín

dụng của các ngân hàng tại khâu chiết khấu, điều chỉnh tỷ lệ dự trữ bắt buộc, chuyển các

khoản tiền gửi của chính phủ từ ngân hàng thương mại sang NHTW hoặc sử dụng nghiệp

vụ hoán đổi ngoại tệ. Mỗi loại đều có cả ưu và nhược điểm hoạt động của chúng.

+ Dự trữ bắt buộc

Dự trữ bắt buộc là công cụ phổ biến nhất để kiểm soát cung tiền trong khi vẫn

chấp nhận tiền cơ sở tăng lên. Tác động của việc bán đồng nội tệ có thể được bù đắp

bằng cách tăng dự trữ để cung tiền không thay đổi. Đối mặt với sự gia tăng dòng vốn

đầu tư trong thời gian đầu những năm 1990, nhiều nước đang phát triển trên thế giới đã

tăng dự trữ để giảm số nhân tiền và cắt giảm bớt việc mở rộng tiền tệ do NHTW tích lũy

dự trữ ngoại hối (Carlos & ctg,1995). Công cụ dữ trữ bắt buộc có ưu điểm lớn trong việc

kiểm soát cung tiền tệ là nó có thể tác động đến tất cả các ngân hàng như nhau.Tuy nhiên,

dự trữ bắt buộc thiếu tính mềm dẻo, hoặc những thay đổi lớn, thường xuyên ở mức dự

trữ cũng sẽ gây nên hỗn loạn và tổn thất cho các NHTM. Hơn nữa, nếu tiền dự trữ trong

nước không được trả với một lãi suất cạnh tranh phù hợp, dự trữ bắt buộc là một khoản

thuế đánh trên hệ thống ngân hàng thương mại (Reinhart & Reinhart,1999). Biện pháp

can thiệp trung hòa này sẽ tạo áp lực chi phí cho hệ thống ngân hàng thương mại.

+ Chính sách tái chiết khấu

Tái chiết khấu được sử dụng theo hướng làm tăng chí phí hoặc hạn chế tiếp

cận tín dụng từ NHTW của ngân hàng thương mại. Tuy nhiên, chính sách tái chiết khấu

không thể đóng một vai trò nổi bật giống như là một công cụ linh hoạt. Tại nhiều nước

đang phát triển, việc tái chiết khấu và giới hạn tín dụng của NHTW thường là một công

cụ tự động cho vay ưu tiên mở rộng thông qua ngân hàng thương mại hoặc các ngân

hàng đặc biệt đến các khu vực thể chế của nền kinh tế. Trong trường hợp này, lãi suất tái

chiết khấu cũng được điều chỉnh nhưng không thường xuyên bởi kết quả sẽ làm giảm

tác dụng đến mục tiêu tài trợ tín dụng cho các ngành mục tiêu. Nếu các công cụ trợ cấp

này không được loại bỏ hoàn toàn, tái chiết khấu như vậy không được xem như là một

công cụ linh hoạt. Sự thay đổi lãi suất tái chiết khấu nhiều ưu điểm hơn thị trường mở.

Chẳn hạn lãi suất tái chiết khấu làm giảm chi phí tài chính vì lãi suất tái chiết khấu thông

thường thấp hơn lãi suất thị trường. Lãi suất này cũng có tác động ít hơn đến lãi suất thị

trường, bởi khi sử dụng công cụ tái chiết khấu, không giống như nghiệp vụ thị trường

mở, không tác động trực tiếp đến thị trường tiền tệ trong nước. Hoạt động chiết khấu đã

thu hẹp lại tại Hàn Quốc trong suốt giai đoạn 1986 - 1988, tại Malaysia giai đoạn 1989

-1990, và tại Thái Lan từ năm 1995 – 1996, vốn là những giai đoạn tích lũy dự trữ ngoại

hối tăng nhanh ở các quốc gia này.

+ Tiền gửi của chính phủ

Một cách khác để kiểm soát cung tiền là chuyển các khoản tiền gửi của chính

phủ từ ngân hàng thương mại sang NHTW (Takagi & Esaka, 2001). Malaysia đã chuyển

hơn 2,6 tỷ USD trong quỹ Employee Provident Fund (EPF) từ ngân hàng thương mại

sang Ngân hàng Negara trong năm 1992 (Villanueva & Seng 1999). Malaysia và Thái

Lan đã sử dụng phương pháp này và mang lại hiệu quả cao để trung hòa các dòng vốn

vào. Với hình thức này, trừ khi lãi suất tiền gửi chính phủ tại NHTW cao hơn tại ngân

hàng thương mại, không có chi phí tài chính. Tuy nhiên, việc chuyển tiền gửi Chính phủ

không phải là không có nhược điểm. Nếu việc chuyển qua chuyển lại thường xuyên và

không được đoán trước dẫn đến sự biến động lớn cho các ngân hàng thương mại, làm

cho các ngân hàng thương mại không quản lý danh mục đầu tư hiệu quả. Hơn nữa, việc

sử dụng biện pháp này cũng bị giới hạn bởi nó phụ thuộc vào số lượng tiền của Chính

phủ. Tại một số quốc gia, theo luật định, tiền gửi của chính phủ luôn được giữ tại NHTW.

Ở một số nước khác, một số loại tiền gửi trong khu vực công không thuộc sự kiểm soát

của Chính phủ.

Như vậy, mỗi công cụ đều có ưu nhược điểm nhất định, và tùy theo tình hình thực

tế của mỗi quốc gia mà NHTW của các nước sẽ quyết định áp dụng một hoặc kết hợp

nhiều công cụ để thực hiện hoạt động can thiệp trung hòa hiệu quả hơn.

2.1.4.3. Hiệu quả, tính bền vững và chi phí hoạt động can thiệp trung hòa

Để đánh giá mức độ thành công của NHTW trong việc trung hòa tác động của

việc tích lũy dự trữ ngoại hối đến tiền tệ trong nước cần xem xét kiểm tra các mối liên

hệ giữa các thành phần của tiền cơ sở và các điều kiện tiền tệ mở rộng hơn. Những thay

đổi trong tiền cơ sở có thể được gây ra bởi sự thay đổi tài sản có nước ngoài ròng (Net

Foreign Assets – NFA) hoặc tài sản có trong nước ròng ( Net Domestic Assets – NDA)

của NHTW. Tích lũy dự trữ ngoại hối dẫn đến NFA tăng. Để hạn chế tác động của việc

tăng NFA đến tiền cơ sở và cung tiền mở rộng, NHTW cần điều chỉnh NDA được nắm

giữ. Sau đó, những thay đổi trong tiền cơ sở (là kết quả của việc thay đổi NFA và hoạt

động can thiệp trung hòa làm thay đổi NDA) gây tác động đến cung tiền mở rộng hơn.

Vì vậy, hiệu quả của hoạt động can thiệp trung hòa ở đây được đánh giá bằng khả năng

của NHTW duy trì sự ổn định của tiền dự trữ, cung tiền và do đó cũng ổn định lãi suất

trong quá trình tích lũy dự trữ ngoại hối.

Theo Chung & ctg (2014), tính bền vững đề cập đến khả năng duy trì một tiến

trình hoặc một trạng thái. Chi phí can thiệp trung hòa cao làm suy yếu khả năng thanh

toán của NHTW, do đó tiếp tục làm ảnh hưởng đến niềm tin của nhà đầu tư đối với

NHTW, làm cho hoạt động can thiệp trung hòa không hiệu quả. Từ quan điểm nguồn

lực tài chính của NHTW, tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa phụ thuộc vào

khả năng NHTW tìm được nguồn thu từ dự trữ ngoại hối. Nếu nguồn thu của NHTW từ

dự trữ ngoại hối nắm giữ lớn hơn chi phí can thiệp trung hòa thì hoạt động can thiệp

trung hòa là bền vững. Ngược lại, nếu chi phí can thiệp trung hòa quá cao làm cho chênh

lệch nguồn thu của NHTW từ dự trữ ngoại hối và chi phí can thiệp trung hòa bị ảnh

hưởng theo hướng giảm, chính sách can thiệp trung hòa của NHTW không được duy trì

ổn định.

Có ba phương pháp thường được sử dụng để đánh giá ảnh hưởng của chi phí can

thiệp trung hòa đến tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW (Chung

& ctg, 2014). Phương pháp đầu tiên xác định chi phí can thiệp trung hòa ròng bằng chênh

lệch giữa lãi suất giấy tờ có giá do NHTW phát hành với lãi suất tín phiếu kho bạc Mỹ

(đại diện cho lãi suất đầu tư dự trữ ngoại hối). Phương pháp này bỏ qua tác động của tỷ

giá hối đoái đến chi phí can thiệp trung hòa và sử dụng chi phí trực tiếp giống như là một

yếu tố chỉ dấu hiệu tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa. Phương pháp thứ

hai tương đối nghiêm ngặt hơn bằng cách xem xét mối liên hệ giữa lãi suất giấy tờ có

giá do NHTW phát hành (đại diện cho chi phí can thiệp trung hòa) với tỷ lệ tăng trưởng

GDP. Tuy nhiên, phương pháp này có hạn chế là không có mối liên hệ trực tiếp giữa sự

tín nhiệm của NHTW và tăng trưởng kinh tế. Phương pháp thứ ba xem xét mối liên hệ

giữa chi phí can thiệp trung hòa và lợi ích của việc nắm giữ dự trữ ngoại hối của NHTW,

trong đó có đề cập đến biến động tỷ giá. Khi đó, độ tin cậy của chính sách tiền tệ dựa

trên tài sản do NHTW nắm giữ. Tính bền vững của chính sách can thiệp trung hòa chủ

yếu được xem xét dựa trên chênh lệch lãi suất giấy tờ có giá do NHTW phát hành, lãi

suất tín phiếu kho bạc Mỹ và biến động tỷ giá ( Frenkel, 2007).

Nói tóm lại, chi phí can thiệp trung hòa gắn liền với tính bền vững của chính sách

can thiệp trung hòa tại các nước. Chìa khóa xác định sự thành công của hoạt động can

thiệp của NHTW trên thị trường ngoại hối và duy trì sự ổn định của tỷ giá phụ thuộc vào

tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW (Chung & ctg, 2014).

2.2. CƠ CHẾ TÁC ĐỘNG

2.2.1. Cơ chế tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát

Tích lũy dự trữ ngoại hối dẫn đến lạm phát qua hai kênh chính theo cách mà tích

lũy dự trữ ngoại hối được tạo ra. Kênh thứ nhất (kênh tiền tệ) và cũng là kênh phổ biến

nhất là do NHTW can thiệp mua trên thị trường ngoại hối mà hoạt động can thiệp trung

hòa không được thực hiện đầy đủ (hoặc không thực hiện) làm tăng cung tiền dẫn đến

lạm phát. Kênh thứ hai ít được quan tâm hơn là do các quốc gia tích lũy dự trữ ngoại hối

từ nhận phân bổ SDRs từ IMF (kênh nhận phân bổ SDRs từ IMF).

2.2.1.1. Cơ chế tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát qua kênh tiền tệ

Tích lũy dự trữ quốc tác động đến lạm phát thông qua cơ chế sau:

Sự gia tăng dự trữ quốc tế dẫn đến sự thay đổi cung tiền của một quốc gia, và sự

gia tăng cung tiền tác động đến lạm phát của quốc gia đó. Cơ chế này được giải thích rõ

qua hai gian đoạn như sau:

 Tác động của tích lũy dự trữ quốc tế đến cung tiền.

 Tác động của cung tiền đến lạm phát.

i)Tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến cung tiền

Để xem xét tác động của tích lũy dự trữ quốc tế đến cung tiền, trước hết luận án

xem xét mối liên hệ giữa các chỉ tiêu trên Bảng cân đối tiền tệ của NHTW.

Bảng 2.1. Bảng cân đối tiền tệ tóm tắt của NHTW

Tài sản có nước ngoài ròng (Net foreign assets – NFA)

Tài sản có nước ngoài

Tài sản nợ nước ngoài

Tài sản có trong nước ròng (Net Domestic assets – NDA)

Tín dụng trong nước ròng

+Cho chính phủ vay ròng

+Cho tổ chức tín dụng vay

Khoản khác ròng

Tiền cơ sở (Monetary Bases)

Tiền trong lưu thông

Tiền gửi của TCTD

Nguồn: Thống kê tiền tệ của IMF

Trong bảng cân đối tiền tệ của NHTW, các chỉ tiêu được tính cụ thể như sau:

Tài sản có nước ngoài ròng = Tài sản Có nước ngoài – Tài sản Nợ nước ngoài (2.2)

Tài sản có trong nước ròng = Tín dụng trong nước ròng + Khoản khác ròng (2.3)

+Tín dụng trong nước ròng = Cho chính phủ vay ròng + Cho tổ chức tín dụng vay (2.4)

+Cho chính phủ vay ròng = Cho Chính phủ vay – Các khoản nợ của Chính phủ (2.5)

+Khoản khác ròng = Tài sản có khác – Tài sản nợ khác – Vốn và các quỹ. (2.6)

Tiền cơ sở = Tiền trong lưu thông + Tiền gửi của TCTD tại NHTW (2.7)

Bảng trên cho ta đẳng thức sau:

Tiền cơ sở = Tài sản có nước ngoài ròng + Tài sản có trong nước ròng

Hay MB = NFA + NDA (2.8)

Đẳng thức trên cho ta thấy, giả sử các yếu tố khác không thay đổi, khi NHTW

tích lũy dự trữ ngoại hối sẽ làm cho Tài sản có nước ngoài ròng tăng lên một lượng

NFA, do đó làm cho tiền cơ sở tăng lên một lượng (MB).

Mặt khác, cung tiền phụ thuộc vào hai yếu tố: Số nhân tiền tệ (mm) và tiền cơ sở (MB).

Ms = mm.MB. (2.9)

Như vậy, khi tiền cơ sở MB tăng lên thì cung tiền Ms cũng tăng lên. Một sự gia

tăng dự trữ quốc tế sẽ tác động trực tiếp đến cung tiền của một quốc gia bằng cách mở

rộng tiền cơ sở. Hơn nữa, một sự gia tăng dự trữ quốc tế sẽ tác động trực tiếp đến cung

tiền của một quốc gia khi các cơ quan quản lý tiền tệ cảm thấy rằng việc gia tăng tính

thanh khoản quốc tế đã nới lỏng hạn chế dự trữ của họ, vì vậy, họ sẽ theo đuổi chính

sách tiền tệ mở rộng (Heller, 1976). Các ngân hàng thương mại sẽ cho vay nhiều hơn và

cung tiền trong nền kinh tế sẽ tăng lên.

Khẳng định mối quan hệ đồng biến giữa tích lũy dự trữ quốc tế và cung tiền được

thể hiện trong các nghiên cứu thực nghiệm của Heller (1979), Khan (1979), Steiner

(2009), Zhou & ctg (2013).

ii)Tác động của cung tiền đến lạm phát

Tác động của cung tiền đến lạm phát trước hết được giải thích thông qua học

thuyết số lượng tiền tệ cổ điển. Đây là một học thuyết về việc giá trị danh nghĩa của tổng

thu nhập được xác định như thế nào và được trình bày bởi nhà kinh tế học Ivring Fisher.

Fisher (1922) xem xét mối quan hệ giữa tổng lượng tiền tệ Ms (Cung tiền tệ) với tổng số

chi tiêu để mua hàng thành phẩm và dịch vụ được sản xuất ra trong nền kinh tế P*Y,

trong đó P là mức giá cả và Y là tổng sản phẩm. Mối quan hệ giữa Ms và P*Y được thể

hiện qua chỉ tiêu tốc độ vòng quay tiền tệ V = (P*Y)/M. Đây là số lần trung mình trong

một năm mà một đơn vị tiền tệ chi dùng để mua tổng số hàng hóa và dịch vụ được sản

xuất trong nền kinh tế. Theo đó, phương trình trao đổi thể hiện mối liên hệ giữa thu nhập

đến số lượng tiền và tốc độ vòng quay tiền tệ như sau:

Ms *V = P*Y (2.10)

Suy ra: P = (Ms *V)/Y (2.11)

Trong khoảng thời gian ngắn thì tốc độ vòng quay tiền tệ là khá bất biến. Hơn

nữa, tiền lương và giá cả là hoàn toàn linh hoạt, cho nên mức tổng sản phẩm được sản

xuất trong nền kinh tế (Y) thường sẽ giữ ở mức công ăn việc làm đầy đủ, do vậy Y có

thể được coi là không thay đổi trong một khoảng thời gian ngắn. Như vậy, khi Ms tăng,

vì V và Y không đổi, thì P cũng phải tăng. Do đó, những sự vận động trong mức giá cả

chỉ là kết quả của những thay đổi trong số lượng tiền tệ. Hay nói một cách khác, khi cung

tiền tăng thì giá cả sẽ tăng và như vậy lạm phát tăng.

Bên cạnh học thuyết số lượng tiền tệ, các quan điểm về lạm phát của hầu hết các

nhà kinh tế học hiện đại đều khẳng định rằng lạm phát là do cung tiền thay đổi. Tiêu biểu

là quan điểm của phái tiền tệ và quan điểm của phái Keynes

Quan điểm của phái tiền tệ về lạm phát.

Hình 2.1. Đáp lại cung tiền tệ tăng kéo dài

Nguồn: Mishkin (2007)

Theo phái tiền tệ, ban đầu, nền kinh tế đang ở tại điểm 1, với sản lượng ở mức tự

nhiên và mức giá P1 (giao điểm của đường tổng cầu AD1 và đường tổng cung AS1). Nếu

cung tiền tăng đều đặn dần dần trong suốt cả năm, đường tổng cầu chuyển sang phải tới

vị trí AD2. Trước hết, trong một thời gian rất ngắn, nền kinh tế có thể di chuyển đến điểm

1’ và sản lượng có thể tăng lên trên mức sản lượng tự nhiên đến mức Y’, nhưng kết quả

là giảm thất nghiệp xuống dưới mức tỷ lệ tự nhiên sẽ làm cho lương tăng lên và đường

tổng cung sẽ nhanh chóng di chuyển vào. Nó sẽ dừng di chuyển chỉ khi nào đạt đến AS2,

tại thời điểm đó nền kinh tế quay trở lại mức tự nhiên của sản lượng trên đường tổng

cung dài hạn. Ở thời điểm cân bằng mới, điểm 2, mức giá tăng từ P1 lên P2.

Nếu năm sau đó cung tiền tệ tăng lên, đường tổng cầu sẽ lại di chuyển sang phải

đến AD3 và đường tổng cung sẽ di chuyển vào từ AS2 đến AS3; nền kinh tế sẽ chuyển

động sang điểm 2’ và sau đó sang 3, tại đây mức giá cả tăng lên P3. Nếu cung tiền tệ tiếp

tục trong những năm tiếp theo, thì nền kinh tế sẽ tiếp tục chuyển động đến những mức

giá cả càng cao hơn nữa. Khi mà cung tiền tệ còn tăng thì quá trình này sẽ tiếp tục và

lạm phát sẽ xảy ra.

Trong cách phân tích của phái tiền tệ, cung tiền được coi là nguyên nhân duy nhất

làm di chuyển đường tổng cầu, do vậy không có cái gì nữa có thể làm nền kinh tế chuyển

từ điểm 1 sang 2 và 3 và xa hơn. Cách phân tích của phái tiền tệ chỉ ra rằng lạm phát

nhanh có thể do sự tăng cao của cung tiền tệ thúc đẩy.

Quan điểm của phái Keynes về lạm phát.

Cách phân tích của phái Keynes chỉ ra rằng cung tiền tệ tăng kéo dài sẽ có ảnh

hưởng như nhau đối với đường tổng cầu và tổng cung giống như trong hình 2.1. Đường

tổng cầu sẽ di chuyển sang phải và đường tổng cung sẽ di chuyển vào. Giống như kết

luận của phái tiền tệ. Việc tăng nhanh cung tiền tệ sẽ làm cho mức giá cả tăng kéo dài

với tỷ lệ cao, do vậy gây nên lạm phát. Sự khác nhau duy nhất giữa hai cách phân tích là

ở chỗ phái Keynes tin rằng đường tổng cung sẽ di chuyển vào chậm hơn là cách phân

tích của phái tiền tệ. Như vậy cách phân tích của phái Keynes gợi ý rằng sản lượng có

thể có xu hướng nằm ở trên mức tỷ lệ tự nhiên một thời gian lâu hơn cách phân tích của

phái tiền tệ.

Như vậy, theo Mishkin (2007), các quan điểm của trường phái Keynes và trường

phái tiền tệ về quá trình lạm phát không khác nhau lắm. Cả hai đều tin rằng lạm phát cao

có thể xảy ra chỉ với một tỷ lệ tăng trưởng tiền tệ cao. Thừa nhận rằng lạm phát có nghĩa

là một sự tăng kéo dài của mức giá cả với tỷ lệ nhanh, đại đa số các nhà kinh tế đồng ý

với Milton Friedman rằng “lạm phát bao giờ và ở đâu cũng là một hiện tượng tiền tệ”.

Bên cạnh đó, đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm xác nhận tác động mạnh mẽ

tác động của cung tiền đến lạm phát từ trước đến nay. McCandless & Weber (1995) kiểm

tra dữ liệu cho 110 nước trong khoảng thời gian 30 năm. Nghiên cứu cho thấy rằng có

một mối tương quan cao giữa tỷ lệ tăng trưởng cung tiền và tỷ lệ lạm phát trong dài hạn.

Nassar (2005) sử dụng mô hình hai khu vực (Two-sector model) để ước lượng mối liên

hệ giữa giá cả, tiền tệ và tỷ giá với dữ liệu quý tại Madagascar trong giai đoạn từ 1982-

2004. Kết quả cho thấy cung tiền có tác động tích cực đáng kể đến lạm phát. Hossain

(2010) phân tích các hành vi của cầu tiền mở rộng ở Bangladesh với dữ liệu hàng năm

trong giai đoạn 1973-2008 bằng cách sử dụng phương pháp kiểm tra đồng tích hợp

Johansen và mô hình sửa lỗi. Kết quả thực nghiệm cho thấy tồn tại một mối quan hệ

nhân quả giữa tăng trưởng cung tiền và lạm phát. Nguyen ( 2015) phân tích tác động của

cung tiền đến lạm phát ở một số quốc gia Châu Á từ năm 1985 – năm 2012 với ước

lượng PMG (Pooled Mean Group), kết quả cho thấy cung tiền có tác động cùng chiều

đến lạm phát ở các quốc gia này.

Tóm lại, tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát có thể được tóm tắt

qua sơ đồ sau:

Dự trữ ngoại hối   Tiền cơ sở   Cung tiền   Lạm phát 

2.2.1.2 Cơ chế tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát qua kênh nhận phân

bổ SDRs từ IMF

Cơ chế tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát qua kênh này được giải

thích qua việc sử dụng SDRs được phân bổ bởi IMF.

Được tạo ra bởi IMF từ năm 1969 như một dạng tài sản dự trữ quốc tế, tuy nhiên

phải đến năm 1973, khi hệ thống lãi suất cố định Bretton Woods sụp đổ, SDRs mới được

IMF định nghĩa lại như một rổ tiền tệ. Theo quy định tại khoản 1 Điều XV và Điều XVIII

Điều khoản thỏa thuận của IMF, IMF phân bổ SDRs cho các quốc gia thành viên tương

ứng với phần đóng góp của quốc gia đó cho IMF. Tính đến nay, IMF mới tiến hành 04

lần phân bổ. Lần phân bổ đầu tiên là giai đoạn 1970-1972 với tổng số SDRs phân bổ là

9,3 tỉ SDRs, lần phân bổ thứ hai trong giai đoạn 1979-1981với tổng số SDRs phân bổ là

12,1 tỉ SDRs, lần phân bổ thứ ba là 161,2 tỉ SDRs được thực hiện vào ngày 28/8/2009

và một lần phân bổ đặc biệt 21,5 tỉ SDRs được thực hiện vào ngày 9/9/2009 đưa tổng số

SDRs phân bổ tính tới nay là 204 tỉ SDRs (Thái Lan Anh, 2016).

Xét bảng cân đối kế toán của NHTW, phân bổ SDRs làm thay đổi thành phần của

nguồn hình thành tiền cơ sở bên phần nguồn vốn, nhưng không làm thay đổi khối lượng

tiền cơ sở hay tốc độ phát triển của tiền cơ sở của quốc gia đó. Việc phân bổ SDRs sẽ

giúp quốc gia giải quyết vấn đề nội sinh, vì việc phân bổ này dẫn đến sự gia tăng ngay

lập tức dự trữ ngoại hối của một quốc gia mà độc lập với điều kiện chu kỳ kinh doanh

của họ (Chitu, 2016). Như vậy, việc nhận phân bổ SDRs không gây ra lạm phát.

Tuy nhiên, việc sử dụng SDRs có thể dẫn đến lạm phát. Với SDRs, quốc gia thành

viên có thể bổ sung trực tiếp vào dự trữ ngoại hối nhà nước, cho các quốc gia thành viên

khác vay hoặc đổi lấy ngoại tệ tự do sử dụng phục vụ nhu cầu dự trữ ngoại hối nhà nước

của mình. Khi sử dụng SDRs để đổi lấy ngoại tệ tự do sử dụng có thể gây ra lạm phát.

Để sử dụng SDRs có nghĩa là các quốc gia đó sẽ bán SDRs cho NHTW nước khác để

đổi lấy ngoại tệ. Số ngoại tệ này lại được sử dụng cho nhiều mục đích khác nhau trong

nước, và có thể làm ảnh hưởng đến sự “tự do hóa” các chính sách nội địa ở mỗi quốc gia

(Neumann, 1973). Với tính thanh khoản quốc tế được gia tăng nới lỏng hạn chế dự trữ,

các quốc gia này sẽ theo đuổi chính sách tiền tệ mở rộng hơn. Điều này lại làm ảnh

hưởng tới cung tiền và gây ra lạm phát như cơ chế ở trên.

2.2.2. Cơ chế can thiệp trung hòa

2.2.2.1. Can thiệp trung hòa theo nghĩa hẹp

Cơ chế hoạt động can thiệp trung hòa theo nghĩa hẹp được phản ánh qua sự

thay đổi giá trị bảng cân đối tiền tệ của NHTW khi NHTW tích lũy ngoại hối.

Bảng 2.2: Thay đổi giá trị Bảng cân đối tiền tệ của NHTW khi NHTW tích lũy ngoại

hối

NHTW KHÔNG NHTW CÓ CAN

CHỈ TIÊU CAN THIỆP THIỆP TRUNG

TRUNG HÒA HÒA

+ + Tài sản có nước ngoài ròng

Tài sản có nước ngoài + +

Tài sản nợ nước ngoài

0 - Tài sản có trong nước ròng

Tín dụng trong nước ròng 0 -

+Cho chính phủ vay ròng 0 -

+Cho tổ chức tín dụng vay 0 -

Khoản khác ròng

+ 0 Tiền cơ sở

Tiền trong lưu thông 0 0

Tiền gửi của TCTD + 0

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Ghi chú các ký hiệu 0 : Thể hiện không có sự thay đổi

+ : Thể hiện giá trị gia tăng

- : Thể hiện giá trị giảm

Khi NHTW mua ngoại tệ trên thị trường ngoại hối nếu không có can thiệp

trung hòa, thì kết quả hoạt động này sẽ làm cho Tài sản có nước ngoài ròng (NFA) tăng

và Tiền cơ sở (MB) tăng. Với hình thức can thiệp trung hòa theo nghĩa hẹp, NHTW chủ

yếu can thiệp bằng công cụ nghiệp vụ thị trường mở. NHTW tích lũy ngoại hối sẽ làm

cho tiền cơ sở MB tăng do tiền gửi TCTD tại NHTW tăng. Để thu lại lượng nội tệ đã

thanh toán cho TCTD, NHTW sẽ bán ra giấy tờ có giá. Đây là những giấy tờ có giá do

Chính phủ phát hành hoặc NHTW phát hành. Như vậy, qua hoạt động nghiệp vụ thị

trường mở, tiền gửi của TCTD sẽ giảm xuống, đồng thời giấy tờ có giá do NHTW nắm

giữ sẽ giảm xuống. Điều đó có nghĩa là khoản mục cho chính phủ vay ròng hoặc khoản

mục cho TCTD vay sẽ giảm xuống, làm cho Tài sản có trong nước ròng (NDA) giảm

xuống. Tóm lại, khi NHTW thực hiện can thiệp trung hòa, thay vì tăng tiền cơ sở MB ,

thì Tài sản có trong nước ròng NDA sẽ giảm xuống đúng một lượng bằng sự tăng lên

của Tiền cơ sở nếu không có hoạt động can thiệp trung hòa.

2.2.2.2. Can thiệp trung hòa theo nghĩa rộng

Như đã trình bày ở trên, can thiệp trung hòa theo nghĩa rộng phản ánh hoạt

động can thiệp của NHTW nhằm làm giảm cung tiền trong nền kinh tế khi NHTW mua

ngoại tệ trên thị trường ngoại hối. Để thực hiện được điều này, NHTW sẽ sử dụng các

biện pháp tác động đến số nhân tiền tệ để giảm khả năng tạo tiền của NHTM. Trong đó,

biện pháp chủ yếu là tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc. Cơ chế tác động trung hòa như sau:

Ta có: Ms = mm*MB. Để Ms không thay đổi khi MB tăng, mm cần giảm xuống. Theo

𝑚𝑚 =

𝑅+

𝐶 1+ 𝐷 𝐸𝑅 + 𝐷

Mishkin ( 1999), ta có:

(2.12) 𝐶 𝐷

Trong đó: C: Tiền mặt; D: Tiền gửi thanh toán; R: Dự trữ bắt buộc; ER: Tiền dự trữ

vượt mức mức; Ms = M1 = C+D : Lượng tiền cung ứng.

Như vậy, các yếu tố tác động đến số nhân tiền tệ gồm có: Quyết định của những

người gửi tiền mặt và tiền gửi thanh toán, quyết định của các ngân hàng thương mại về

tiền dự trữ quá mức và dự trữ bắt buộc do NHTW áp đặt lên hệ thống ngân hàng thương

mại. NHTW có thể tác động làm giảm số nhân tiền bằng cách tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc.

Khi tỷ lệ dự trữ bắt buộc tăng lên, khả năng tạo tiền của các ngân hàng thương mại sẽ

giảm xuống, số nhân tiền tệ giảm xuống. Do đó, cung tiền sẽ không thay đổi mặc dù tiền

cơ sở tăng lên.

Cơ chế can thiệp trung hòa được thể hiện tóm tắt trong bảng sau :

Bảng 2.3. Cơ chế can thiệp trung hòa

Phương pháp Các bước tác động

OMO: Phát hành trái phiếu hoặc bán kỳ 1. NFA tăng lên một lượng NFA

hạn ( Reversed Repos). 2. MB = NDA + NFA tăng lên một

lượng NFA

3. NDA giảm một lượng bằng NDA =

NFA, và MB trở về mức độ ban đầu

4.Ms = mm* MB không thay đổi

Tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc 1. NFA tăng lên một lượng NFA

2. MB tăng lên

3. mm giảm xuống

4. Ms = mm*MB không đổi như một

hiệu ứng ròng

Nguồn: Tác giả tổng hợp

2.3.TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC

2.3.1. Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến

lạm phát

Các nhà nghiên cứu đánh giá tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát theo

hai hướng: Một là theo kênh tiền tệ, hai là theo kênh nhận phân bổ SDRs từ IMF.

2.3.1.1.Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát theo kênh tiền tệ

Theo kênh tiền tệ, các nhà nghiên cứu phân tích theo ba nhóm: Phân tích trên

phạm vi toàn thế giới, phân tích một nhóm quốc gia và phân tích từng quốc gia. Trong

khả năng tìm hiểu của tác giả có các nghiên cứu thực nghiệm dưới đây.

 Các nghiên cứu phân tích trên phạm vi toàn thế giới

Nghiên cứu tiên phong về tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát là nghiên cứu

của Heller (1979). Tác giả phân tích số liệu hằng năm từ năm 1951 – 1974 của 126 quốc

gia thành viên của IMF và Thụy Sỹ với phương pháp ước lượng hồi quy OLS. Tác giả

sử dụng hai mô hình hồi quy. Mô hình thứ nhất đánh giá mối liên hệ giữa tích lũy dự trữ

ngoại hối và cung tiền với các biến số cung tiền thế giới (M) và dự trữ ngoại hối thế giới

(Rs). Mô hình thứ hai đánh giá ảnh hưởng của cung tiền đến lạm phát thế giới với hai

biến số chỉ số giá tiêu dùng thế giới (P) và cung tiền (M). Giả thuyết tác giả đưa ra là có

một mối liên hệ nhân quả giữa thay đổi dự trữ quốc tế và sự thay đổi giá cả trên thế giới.

Trước hết, sự thay đổi dự trữ ngoại hối trên thế giới có tác động trực tiếp đến cung tiền

trên thế giới, và sự thay đổi cung tiền trên thế giới làm ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát trên

thế giới. Nghiên cứu chỉ ra rằng thay đổi dự trữ quốc tế toàn cầu có một tác động rõ nét

đến cung tiền trên thế giới. Và có một độ trễ trung bình khoảng chừng 1 năm trong mối

liên hệ này. Tiếp đến, thay đổi cung tiền tác động đến tỷ lệ lạm phát của thế giới, và độ

trễ có ý nghĩa được xác định trong mối quan hệ này xấp xỉ khoảng 1,5 năm. Mặt khác,

khi uớc lượng trực tiếp sự thay đổi dự trữ quốc tế toàn cầu đến giá tiêu dùng thế giới tác

giả đã tìm thấy một mối liên hệ có độ trễ đáng kể giữa hai biến quan trọng này. Độ dài

có ý nghĩa của độ trễ được xác định từ 2,5 đến 4,5 năm.

Nghiên cứu của Khan (1979) tiếp tục vấn đề Heller đã khám phá nhưng tiếp cận

theo một phương pháp khác. Phương pháp kiểm định nhân quả Granger được tác giả sử

dụng. Dữ liệu quý được thu thập từ năm 1955-1977. Nghiên cứu đánh giá trực tiếp mối

liên hệ giữa dự trữ ngoại hối và lạm phát bằng một phương trình hồi quy như sau:

𝑘 𝑖=1

(2.13) 𝑃𝑡 = 0 + ∑ 0𝑅𝑡−𝑖−1

Trong đó P là tỷ lệ lạm phát và R là phần trăm thay đổi dự trữ ngoại hối.

Bên cạnh đó, tác giả muốn tiến xa hơn nghiên cứu của Heller là mở rộng phân tích thời

kỳ tỷ giá thả nổi để xem xét xem liệu mối quan hệ này có thay đổi. Để xem xét tác động

trong thời kỳ tỷ giá thả nổi, mối liên hệ giữa dự trữ và lạm phát suốt thời kỳ 1973 – 1977

được kiểm tra riêng với dữ liệu tháng. Kết quả nghiên cứu cho lạm phát phản ứng trễ

với dự trữ ngoại hối trên toàn thế giới và cho nhóm nước công nghiệp. Đối với các nước

đang phát triển, mối quan hệ này là quan hệ đồng thời hơn là quan hệ nhân quả.

Rabin & Pratt (1981) cho rằng phương pháp phân tích hồi quy Heller sử dụng

trong bài viết năm 1976 là không phù hợp. Các tác giả đã sử dụng phương pháp phân

tích nhân quả được phát triển bởi Granger (1969), Slim (1972), Haugh (1976) và Pierce

& Haugh (1977) để phân tích mối liên hệ trực tiếp giữa hai biến số lạm phát và phần

trăm thay đổi của dự trữ ngoại hối. Bằng cách bỏ qua giai đoạn khởi đầu từ xu hướng ,

Rabin & Partt đã chứng minh rằng có ít sự tương quan giữa sự thay đổi cung tiền thế

giới và sự thay đổi dự trữ quốc tế. Nếu có thể, phương pháp hồi quy này có thể được sự

dùng để chỉ ra mối tương quan kém cho giai đoạn từ 1951- 1969. Tuy nhiên, nó không

nên được sử dụng để thiết lập mối tương quan suốt thời kỳ từ 1951 -1974.

Heller (1981) đã phản bác lại ý kiến của Rabin & Partt (1981). Heller cho rằng

giai đoạn 1951 – 1969 chỉ là giai đoạn khá yên ổn về mặt thay đổi dự trữ quốc tế. Heller

lập luận rằng thực trạng sự thay đổi lớn về dự trữ quốc tế những năm 1970 đã cung cấp

một thử nghiệm tuyệt vời hơn và thích hợp hơn của các giả thuyết căn bản so với thực

trạng thời kỳ mà Rabin & Partt (1981) đã phân tích. Ước lượng lại giả thuyết căn bản về

mối liên hệ giữa thay đổi dự trữ quốc tế và cung tiền qua giai đoạn 1951 – 1979, tác giả

vẫn kết luận rằng có mối liên hệ giữa thay đổi dự trữ quốc tế và cung tiền thế giới như

kết luận trước kia qua thời kỳ được mở rộng hơn từ năm 1951 – 1979. Về mối liên hệ

giữa dự trữ và lạm phát, Heller (1981) cũng ước lượng lại mô hình gốc bằng dữ liệu mở

rộng hơn từ năm 1951 – 1979. Giai đoạn này được đặc trưng bởi những thay đổi lớn

trong các biến có liên quan , qua đó cung cấp một thời gian thử nghiệm có ý nghĩa hơn.

Kết luận của tác giả về mối liên hệ này vẫn không thay đổi so với kết luận trong bài

nghiên cứu trước của ông năm 1976. Tác giả lưu ý rằng sự gia tăng dự trữ ngoại hối

không chỉ là một lý do duy nhất dẫn đến lạm phát toàn cầu, nó chỉ là một lý do trong số

những lý do khác và việc kiểm soát tốt hơn mức tăng dự trữ toàn cầu sẽ là hữu ích trong

việc làm chậm lại tăng cung tiền thế giới và lạm phát thế giới.

Steiner (2009) xem xét hậu quả lạm phát của việc tích lũy dự trữ ngoại hối dưới

cấp độ toàn cầu và cả quốc gia. Mô hình nghiên cứu ban đầu được xây dựng từ học thuyết

số lượng tiền tệ kết hợp với phương trình trao đổi của Fisher với các biến lạm phát (P),

tài sản có nước ngoài ròng (NFA) , tài sản có trong nước ròng (NDA), số nhân tiền tệ

(mm) và sản lượng thực (Y). Khi ước lượng bằng mô hình VAR, tác giả bỏ qua các giả

định các biến là nội sinh hay ngoại sinh và ước lượng trực tiếp mối liên hệ giữa dự trữ

𝑤 𝛽𝑗𝜋𝑡−𝑗

𝑤 𝑡−𝑗

𝑝 𝑗=1

+ ∑ ngoại hối và lạm phát trên thế giới. Mô hình nghiên cứu thực nghiệm cụ thể như sau: 𝛾𝑗𝑅̂ 𝜋𝑤 = 𝛼1 + ∑ + 𝑢1𝑡 (2.14a)

𝑤 𝜃𝑗𝜋𝑡−𝑗

𝑤 𝑡−𝑗

𝑝 𝑗=1

+ ∑ 𝑅̂𝑤 = 𝛼2 + ∑ 𝛾𝑗𝑃̂ + 𝑢2𝑡 (2.14b)

Trong đó, 𝜋𝑤 và 𝑅̂𝑤 biểu thị lạm phát thế giới và tốc độ tăng trưởng dự trữ ngoại hối

thế giới, p là độ trễ tối ưu.

Nghiên cứu đưa ra hai giả thuyết cơ bản. Một là tăng trưởng dự trữ toàn cầu dẫn đến lạm

phát toàn cầu. Hai là tích lũy dự trữ ngoại hối dẫn đến lạm phát bên trong mỗi quốc gia.

Dữ liệu được thu thập từ năm 1970 đến năm 2006 của 126 quốc gia trên toàn thế giới

sau khi loại bỏ một số quốc gia nhỏ (có dân số nhỏ hơn 3 triệu người năm 2000). Kết

quả cho thấy tăng trưởng dự trữ toàn cầu dẫn đến sự tăng trưởng đáng kể của tỷ lệ lạm

phát với độ trễ 2 năm. Tác động này đặc biệt mạnh cho những nước có chế độ tỷ giá cố

định. Tích lũy dự trữ tăng 1% dẫn đến giá cả tăng 0,24% qua thời kỳ 2 năm. Dưới gốc

độ của từng quốc gia, sự gia tăng của tài sản có trong nước của NHTW là yếu tố tiền tệ

chủ yếu dẫn đến lạm phát. Nếu tài sản có trong nước của NHTW tăng 1% , lạm phát tăng

trong năm hiện tại và tiếp theo hơn 0,5%. Tuy nhiên, sự gia tăng của dự trữ dẫn đến lạm

phát trong mẫu con chỉ bao gồm tỷ lệ lạm phát vừa phải. Mức độ can thiệp trung hòa đã

thay đổi đáng kể theo thời gian, với những năm 1970 và những năm 2000 – 2006 đặc

trưng bởi mức độ can thiệp trung hòa thấp.

Steiner (2017) xem xét lại tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát ở cấp

độ toàn cầu và từng quốc gia cho giai đoạn từ năm 1970 đến năm 2012. Mô hình nghiên

cứu tương tự mô hình nghiên cứu lý thuyết được triển khai trong nghiên cứu của Steiner

(2009) và được ước lượng bằng mô hình VAR (reduced-form VAR model). Các phân

tích thực nghiệm kiểm tra hai giả thuyết: (1) Tăng trưởng dự trữ toàn cầu thúc đẩy lạm

phát toàn cầu và (2) tích lũy dự trữ dẫn đến lạm phát trong từng quốc gia riêng lẻ. Kết

quả một lần nữa khẳng định tích lũy dự trữ ngoại hối làm tăng lạm phát dưới cả hai cấp

độ. Dưới cấp độ toàn cầu, dự trữ ngoại hối tăng 10% làm lạm phát tăng 1.4% trong giai

đoạn 3 năm. Về mức độ của từng quốc gia, thay đổi dự trữ ngoại hối là nguyên nhân cơ

bản dẫn đến thay đổi cung tiền từ những năm 1980.

Các nghiên cứu trên phạm vi nhóm quốc gia

Lin & Wang (2005) đã nghiên cứu về dự trữ ngoại hối và lạm phát ở năm quốc

gia Đông Á bao gồm : Nhật Bản, Hồng Kông, Hàn Quốc, Singapore và Đài Loan. Các

tác giả mở rộng mô hình thời gian nhất quán được phát triển bởi Kydland & Prescott

(1977) để kết hợp sự ổn định tỷ giá trong các mục tiêu của hoạch định chính sách. Thông

qua hoạt động trên thị trường ngoại hối của các NHTW, các tác giả phân tích mối liên

hệ giữa dự trữ ngoại hối và lạm phát. Mối liên hệ đó là khi dự trữ ngoại hối tăng, lạm

phát sẽ tăng lên khi hiệu ứng tỷ giá mạnh hơn hiệu ứng tiền tệ. Mặt khác, tỷ lệ lạm phát

sẽ giảm xuống khi hiệu ứng tiền tệ bất ngờ mạnh hơn. Mô hình nghiên cứu cụ thể của

𝑓 + 𝑒𝑡 (2.15)

tác giả gồm hai biến :

𝜋𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝑇𝑟𝑒𝑛𝑑𝑡 + 𝛽2 ∆𝐹𝑅𝑡 + 𝛽3 𝜋𝑡

Trong đó, 𝜋𝑡 là tỷ lệ lạm phát, 𝑇𝑟𝑒𝑛𝑑𝑡 chỉ xu hướng, ∆𝐹𝑅𝑡 là tỷ lệ thay đổi dự trữ ngoại

hối và 𝑒𝑡 là phần dư.

Phương pháp ướng lượng gần như không liên quan (Seeming unrelated regressions -

SUR) được tác giả sử dụng với các dữ liệu quý được thu thập quý I/1981 đến quý

IV/2003, riêng Hồng Kông loại trừ số liệu từ quý I/1994 đến quý IV/2003. Kết quả

nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, mối liên hệ giữa thay đổi dự trữ và lạm phát là mối

quan nghịch biến ở Nhật Bản, đồng biến ở Hàn Quốc và Đài Loan. Và mối quan hệ này

không có ý nghĩa ở Singapore và Hồng Kông.

Kế đến là nghiên cứu của Elhiraika & Ndikumana (2007). Nghiên cứu sử dụng

dữ liệu bảng của 21 quốc gia ở Châu Phi từ năm 1979 – 2005 để tìm hiểu nguồn gốc,

động lực và tác động đến kinh tế của tích lũy dự trữ ngoại hối, trong đó có tác động đến

tỷ giá, lạm phát, đầu tư công và đầu tư tư nhân. Về mối liên hệ giữa tích lũy dự trữ ngoại

hối và lạm phát, tác giả nghiên cứu qua hai kênh có thể. Trước tiên là kênh kỳ vọng tỷ

giá hối đoái. Kênh thứ hai là hiệu ứng thị trường tiền tệ. Nghiên cứu này nhằm xem xét

liệu lạm phát có tăng lên hay không trong mẫu các quốc gia có dòng tiền vào biến động

lớn. Mô hình nghiên cứu cụ thể như sau:

𝑝̂𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝑝̂𝑖𝑡−1 + 𝛽2𝑅𝑅𝑖𝑡−1 + 𝜀𝑖𝑡 (2.16)

Trong đó, 𝑝̂ là lạm phát trong nước, RR là dự trữ ngoại hối thực.

Tác giả sử dụng mô hình sửa lỗi hai bước (Two Step Correction Model) để ước lượng

mô hình nghiên cứu. Kết quả là tích lũy dự trữ ngoại hối không có tác động đến lạm

phát, nhưng dẫn đến mức giá cao hơn trong dài hạn. Điều này là do cơ quan quản lý tiền

tệ đã thực hiện can thiệp trung hòa tránh được hiệu ứng lạm phát tạo ra do tăng cung tiền

khi tích lũy dự trữ ngoại hối.

Borivoje & Tina (2015) phân tích tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến tăng

trưởng kinh tế tại các nước có nền kinh tế mới nổi gồm có: Brazil, Trung Quốc và Nga

cho giai đoạn từ năm 1993 – 2012. Tác giả sử dụng phương pháp ONK kết hợp với mô

hình nhân tố cố định (Fixed Effect Model) để phân tích định lượng. Mô hình nghiên cứu

có biến phụ thuộc là tốc độ tăng trưởng GDP, biến độc lập gồm có dự trữ ngoại hối và

phần đầu tư trong GDP. Giả thuyết nghiên cứu là có mối quan hệ cùng chiều giữa dự trữ

ngoại hối và đầu tư đến tăng trưởng GDP. Kết quả nghiên cứu cho thấy trong trường hợp

của Brazil, Trung Quốc và Nga, sự tăng trưởng của dự trữ ngoại hối trong giai đoạn từ

1993 đến 2012. tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Từ kết quả nghiên cứu, nhóm

tác giả kết luận rằng tích lũy dự trữ ngoại hối không dẫn đến lạm phát nếu tỷ lệ tích lũy

dự trữ ngoại hối không vượt quá tốc độ tăng trưởng kinh tế.

Các nghiên cứu ở từng quốc gia

Chaudhry & ctg (2011) phân tích mối liên hệ giữa dữ trữ ngoại hối và lạm phát ở

Pakistan. Về phương pháp phân tích dữ liệu, nhóm tác giả sử dụng mô hình tự hồi quy

phân phối trễ (Auto Regressive Distributive Lag Model -ARDL) từ Pesaran & ctg (2001)

để đánh giá thứ tự đồng liên kết giữa hai biến và ước lượng OLS để phân tích mối liên

hệ trong dài hạn. Thời gian phân tích từ 1960 – 2007. Mô hình nghiên cứu chỉ gồm hai

biến là GDPD (Chỉ số giảm phát GDP - Gross Domestic Product Deflator ) đại diện cho

chỉ tiêu lạm phát và FE ( Dự trữ ngoại hối). Nhóm tác giả đưa ra giả thuyết nghiên cứu

là có mối quan hệ nghịch chiều giữa dự trữ ngoại hối và lạm phát tại Pakistan. Kết quả

nghiên cứu tương đồng với giả thuyết nghiên cứu, nghĩa là dự trữ ngoại hối có quan hệ

nghịch chiều với lạm phát. Điều này theo nhóm tác giả là khác biệt so với các nghiên

cứu trước.

Nghiên cứu của Chen & Huang (2012) phân tích cơ chế truyền dẫn tích lũy dự

trữ ngoại hối đến lạm phát ở Trung Quốc. Mẫu dữ liệu phân tích bao gồm dự trữ, cung

tiền, chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất và GDP danh nghĩa của Trung Quốc từ tháng 1/1993

đến 3/2008. Để đánh giá tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến mức giá trong nền kinh

tế, nhóm tác giả sử dụng mô hình phi tham số ( Nonparametric Model) với hiệu ứng trễ

để đo lường tác động của dự trữ ngoại hối lên cung tiền và cung tiền lên mức giá tương

ứng. Mô hình nghiên cứu như sau:

LMi = G(LFRESi) + ui, i = 1, 2, . . . , n (2.17a)

LCPIi = F(LMi) + vi, i = 1, 2, . . . , n (2.17b)

Trong đó LFRESi, LMi, LCPIi là dạng logarit của dự trữ ngoại hối, cung tiền và mức

giá điều chỉnh trong giai đoạn thứ i tương ứng.

Kết quả cho thấy khi dự trữ ngoại hối tăng một đơn vị sẽ làm cung tiền tăng lên 0,488

đơn vị, và cuối cùng làm tăng mức giá của 0,0527 đơn vị. Hay nói một cách khác, hiệu

ứng truyền dẫn của dự trữ ngoại hối về mức giá, được biểu thị bằng độ co giãn chéo của

dự trữ ngoại hối với với mức giá, là 0,0527. Do đó, sự gia tăng trong dự trữ ngoại hối sẽ

dẫn đến sự gia tăng đáng kể trong cung tiền, điều này sẽ dẫn đến lạm phát.

Zhou & ctg (2013) sử dụng dữ liệu hàng tháng về dự trữ ngoại hối và chỉ số giá

tiêu dùng để xây dựng mô hình VAR, sau đó làm kiểm định Granger và phân tích xung

lực từ hàm phản ứng đẩy để tìm hiểu tác động của tăng trưởng dự trữ ngoại hối đến chỉ

số giá tiêu dùng của Trung Quốc. Giai đoạn phân tích trong vòng 3 năm từ tháng 1/2008

đến tháng 12/2011. Mô hình nghiên cứu gồm hai biến là dự trữ ngoại hối (FER) và Chỉ

số giá tiêu dùng (CPI) đại diện cho chỉ tiêu lạm phát. Các biến số trên được lấy logarit

trước khi đưa vào mô hình xử lý dữ liệu. Kết quả kiểm định nhân quả Granger chứng

minh rằng dự trữ ngoại hối là một nguyên nhân làm cho CPI tăng, trong khí đó CPI

không phải là nguyên nhân dẫn đến tăng trưởng dự trữ ngoại hối tại Trung Quốc. Mức

độ tác động của dự trữ ngoại hối làm cho CPI tăng là 20% với độ trễ từ 1 đến 8 tháng.

Phạm Thị Tuyết Trinh (2015) sử dụng mô hình VAR để đo lường tác động tích

lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam giai đoạn quý I/2000 đến quý II/2014.

Mô hình nghiên cứu của tác giả kế thừa từ mô hình lý thuyết của Steiner (2009), gồm

có các biến CPI, NDA, NFA, mm, Y. Kết quả đo lường bằng hàm phản ứng đẩy tổng

quát hóa (Generalized Impluse Respone Function) cho thấy tích lũy dự trữ ngoại hối làm

lạm phát bắt đầu tăng từ quý thứ 3 và đạt cân bằng mới từ quý thứ 7 ở mức 1,1% đơn vị.

2.3.1.2. 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

Theo kênh nhận phân bổ SDRs từ IMF, trong khả năng tìm hiểu của tác giả có

các nghiên cứu thực nghiệm dưới đây:

Nghiên cứu đầu tiên là nghiên cứu của Neumamn (1973). Neumamn là người đầu

tiên đưa ra mô hình chứng tỏ phân bổ SDRs có thể dẫn đến tự do hóa các chính sách nội

địa. Trước hết, tác giả đưa ra một mô hình cân bằng làm cơ sở cho việc phân tích với giả

định nền kinh tế thế giới bao gồm Mỹ và phần còn lại là Châu Âu. Tiếp theo tác giả phân

tích những tác động của việc phân bổ SDRs, và phân tích cụ thể tác động của việc sử

dụng SDRs bằng tập trung vào các mối tương quan chặt chẽ với lạm phát trong nước.

Kết quả nghiên cứu cho thấy việc phân bổ SDRs không gây ra lạm phát nhưng việc sử

dụng SDRs có thể dẫn đến lạm phát.

Chitu (2016) đã nghiên cứu tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát

bởi rủi ro đạo đức và những tác động khuyến khích từ tháng 1/2005 đến tháng 12/2013.

Nghiên cứu nhằm kiểm tra giả thuyết cho rằng sự gia tăng dự trữ quốc tế có thể khiến

các quốc gia tự mãn và theo đuổi chính sách ít thận trọng do nhận thức sự an toàn từ việc

nắm giữ dự trữ ngoại hối cao hơn. Sự phân bổ chung SDRs năm 2009 được sử dụng như

là một thí nghiệm tự nhiên duy nhất để chỉ ra tác động của một cú sốc ngoại sinh toàn

cầu do nắm giữ dự trữ ngoại hối của 181 quốc gia thành viên của IMF. Bên cạnh đó tác

giả sử dụng ước lượng khác biệt trong sự khác biệt và so sánh bằng điểm xu hướng

(Difference-in-differences and propensity score matching estimates) để đánh giá tác

động khuyến khích của một cú sốc bên ngoài của tích lũy dự trữ đến lạm phát. Kết quả

cho thấy tích lũy dự trữ có thể dẫn đến lạm phát thông qua các kênh rủi ro đạo đức.

Các nghiên cứu thực nghiệm được tóm tắt ở bảng 2.4.

Bảng 2.4. Bảng tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm về tích lũy dự trữ ngoại hối đến

lạm phát

STT Tác giả Phạm vi

Biến số

Dữ liệu

Phương

Kết quả nghiên

nghiên

pháp xử lý

cứu

dữ liệu

1 Heller

126 quốc

Dữ

trữ

Từ năm

Uớc

lượng

Tăng trưởng dữ

(1976)

gia thành

ngoại

hối

1951-

hồi quy.

trữ ngoại hối

viên IMF

toàn

cầu,

năm

toàn cầu có tác

và Thụy

cung

tiền

1974

động đến

lạm

Sỹ

toàn cầu và

phát toàn cầu với

lạm

phát

độ trễ từ 2,5 –

toàn cầu

4,5 năm.

2 Khan

Toàn thế

Dữ

trữ

Từ năm

Kiểm

định

Lạm phát phản

(1979)

giới

ngoại

hối

1955

–

nhân

quả

ứng trễ với dự

toàn

cầu,

năm

Granger.

trữ ngoại hối trên

lạm

phát

1977

toàn thế giới.

toàn cầu

Rabin &

Toàn thế

Cung

tiền

Từ năm

Tổng

bình

Hầu như không

Pratt

giới

toàn cầu, dự

1951 đến

phương

tối

có mối liên hệ

( 1981)

ngoại

năm

thiểu (OLS).

giữa thay đổi dự

trữ

hối

toàn

1969

trữ ngoại hối và

cầu,

lạm

lạm phát

toàn

phát

toàn

cầu.

cầu

4 Heller

Toàn thế

Dữ

trữ

Từ năm

Uớc

lượng

Tồn tại mối liên

(1981)

giới

ngoại

hối

1951 đến

hồi quy.

hệ giữa thay đổi

toàn

cầu,

năm

dự trữ quốc tế và

cung

tiền

1979

cung

tiền

thế

toàn cầu và

giới.

lạm

phát

toàn cầu

Steiner

126 quốc

Lạm phát,

Từ năm

Mô

hình

Tăng trưởng dự

(2009)

gia

trên

dự trữ ngoại

1970 đến

VAR

trữ toàn cầu dẫn

toàn

thế

hối

toàn

năm

đến

sự

tăng

giới

cầu.

2006

trưởng đáng kể

của tỷ lệ lạm

phát với độ trễ 2

năm

Chitu

186 quốc

Tỷ

lệ

lạm

Từng

Uớc

lượng

Tích lũy dự trữ

(2016)

gia thành

phát,

độ

giai đoạn

khác

biệt

có thể dẫn đến

viên IMF

chệnh

sản

từ 1/2005

trong sự khác

lạm phát thông

lượng, tỷ lệ

đến

biệt

qua các kênh rủi

thay

đổi

12/2013

và so sánh

ro đạo đức.

SDRs,

tài

bằng điểm xu

sản

nợ

hướng.

không

có

gốc tiền tệ

của NHTW.

Steiner

Toàn thế

NDA, CPI,

Từ năm

Mô hình Var Dự trữ ngoại hối

(2017)

giới

NFA ,GDP,

1970 đến

tăng 10%

làm

năm

lạm phát

tăng

2012

1.4% trong giai

đoạn 3 năm.

Lin &

Một

số

Lạm phát,

Từ quý

Ước

lượng

Mối liên hệ giữa

Wang

quốc gia

dự trữ ngoại

I/1981

gần

như

thanh đổi dự trữ

(2005)

Châu Á

hối.

đến quý

không

liên

và lạm phát là

IV/2013

quan (SUR)

mối quan nghịch

biến ở Nhật Bản,

đồng biến ở Hàn

Quốc và Đài

Loan. Và mối

quan hệ này

không có ý nghĩa

ở Singapore và

Hồng Kông.

Elhiraika

Châu Phi Lạm phát,

Từ năm

Mô hình hiệu

Tích lũy dự trữ

dự trữ ngoại

1979 đến

chỉnh sai số

ngoại hối dẫn

năm

hối thực

hai bước

đến mức giá cao

Ndikuma

hơn

trong dài

2005

na (2007)

hạn.

10 Borivoje

Brazil,

GDP thực tế

Từ năm

ONK với mô

Tích lũy dự trữ

& Tina

Trung

bình

quân

1993 đến

hình nhân tố

ngoại hối không

(2015)

Quốc,

đầu người,

năm

cố định.

dẫn đến lạm phát

nếu tỷ lệ tích lũy

Nga

Tỷ

trọng

2012

dự trữ ngoại hối

đầu tư trên

không vượt quá

GDP, dự trữ

tốc

độ

tăng

ngoại hối,

trưởng kinh tế.

dân số

11 Abdullat

Nigeria

Lạm phát,

Từ năm

OLS

và

Thay đổi dự trữ

dự trữ ngoại

1986 đến

VECM

ngoại hối không

eef

tác động đến lạm

năm

hối thực.

Waheed

phát ở Nigeria

2006

(2010)

12 Chaudhr

Pakistan Lạm phát,

Từ năm

Mô hình tự

Dự trữ ngoại hối

y & ctg

dự trữ ngoại

1960 đến

hồi quy phân

có

quan

hệ

năm

(2011)

hối

phối

trễ

nghịch chiều với

2007

(ARDL)

lạm phát

13 Chen &

Trung

Dự

trữ

Từ tháng

VAR kết hợp

Sự gia tăng tích

Huang

Quốc

ngoại hối,

1/1993

với các ước

lũy dự trữ ngoại

(2012)

cung

tiền,

đến

tính độ co

hối sẽ dẫn đến sự

chỉ số giá

tháng

giãn các tham

gia

tăng cung

tiêu dùng,

3/2008.

số.

tiền, từ đó dẫn

lãi suất và

đến sự gia tăng

GDP danh

lạm phát.

nghĩa

14 Zhou &

Trung

Dự

trữ

Từ tháng

Mô

hình

Mức độ tác động

ctg

Quốc

ngoại hối và

1/2008

VAR, kiểm

của dự trữ ngoại

(2013)

lạm phát

đến

định Granger,

hối làm cho CPI

tháng

phân

tích

tăng là 20% với

12/2011.

xung lực

độ trễ từ 1 đến 8

tháng.

15 Phạm

Việt

Tài sản có

Từ quý

Mô

hình

Tích lũy dự trữ

Nam

nước ngoài

I/2000

VAR

ngoại hối giải

Thị

thích được 4-6%

Tuyết

ròng,

lạm

đến quý

diễn biến của

Trinh

phát, tài sản

II/2014

lạm phát.

(2015)

có

trong

nước ròng,

,GDP,

số

nhân tiền tệ.

Nguồn : Tác giả tổng hợp

2.3.2. Các nghiên cứu thực nghiệm về hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của

NHTW

Các nghiên cứu thực nghiệm về hiệu quả can thiệp trung hòa trên thế giới chia

làm hai nhóm tiếp cận chính. Nhóm thứ nhất xem xét mối liên hệ giữa NDA và NFA chủ

yếu bằng hàm phản ứng chính sách tiền tệ bằng một phương trình hồi quy với hai phương

pháp ước lượng chính là mô hình VAR và OLS. Nhóm thứ hai sử dụng hệ phương trình

đồng thời để xét mối liên hệ giữa NDA và NFA và được ước lượng chủ yếu bằng phương

pháp 2SLS.

2.3.2.1. Nhóm tiếp cận thứ nhất

Mô hình hồi quy được xây dựng từ hàm phản ứng tiền tệ xuất phát từ hàm phản

ứng tiền tệ của Cumby & Obstfeld (1983). Hàm phản ứng chính sách tiền tệ được xây

dựng với giả định rằng NHTW trung hòa tác động tiền tệ của việc tích lũy dự trữ ngoại

hối bằng sự thay đổi NDA. Theo đó, hàm phản ứng chính sách tiền tệ được thể hiện như

NDAt = 0 + 1(CAt+Kt) + 2X1 + ut (2.18)

Trong đó CA: Cán cân vãng lai, K: Cán cân vốn, X1: Véc tơ của các biến khác

cũng có thể ảnh hưởng đến phản ứng chính sách tiền tệ.

Vì CA+K = NFA (Mối liên hệ trong cán cân thanh toán quốc tế, với giả định lỗi

và sai sót bằng 0) nên ta có:

NDAt = 0 + 1NFAt + 2X1 + ut (2.19)

Trong phương trình trên, 1 chỉ mức độ can thiệp trung hòa và được gọi là hệ số

can thiệp trung hòa (Sterilisation coefficient). 1 sẽ nằm trong khoảng từ -1 đến 0. Khi

1 = -1 , hoạt động can thiệp trung hòa hoàn hảo, NHTW đã trung hòa hoàn toàn sự gia

tăng của tiền cơ sở bằng sự gia tăng NFA của NHTW . Tuy nhiên, nếu hệ số can thiệp

trung hòa gần bằng 0, tiền cơ sở tạo ra từ hoạt động mua ngoại tệ của NHTW sẽ không

được rút về đầy đủ. Nếu =0, không có hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW, tích

lũy dự trữ ngoại hối sẽ dẫn đến một sự gia tăng tương đương cung tiền trong nước.

Phương trình (2.19) được ước lượng bằng phương pháp OLS hoặc bằng mô hình

VAR với các nghiên cứu tiêu biểu sau:

Moreno (1996) sử dụng mô hình VAR với 4 biến (tỷ giá danh nghĩa giữa đồng

nội tệ so với USD, CPI, tài sản có nước ngoài và tín dụng trong nước) để tìm hiểu cách

thức các cơ quan quản lý tiền tệ phản ứng với các cú sốc ở Hàn Quốc và Đài Loan trong

giai đoạn tháng 1/1981 đến tháng 12/1994. Phân tích cho thấy can thiệp trung hòa là một

yếu tố quan trọng trong phản ứng với các cú sốc thay đổi tài sản có nước ngoài ở cả hai

nền kinh tế.

Takagi & Esaka (2001) kiểm tra mức độ can thiệp trung hòa bằng cách ước lượng

mức độ biến động của tài sản có nước ngoài (FA) dẫn đến sự mở rộng tiền cơ sở và cung

tiền thông qua hàm phản ứng tiền tệ. Mô hình nghiên cứu gồm 5 biến : Cả cung tiền theo

nghĩa hẹp (M1 ) và cung tiền theo nghĩa rộng (M2 ) đều được sử dụng để đại diện cho

tổng cung tiền trong nền kinh tế, chỉ số giá tiêu dùng (CPI) đại diện cho sự thay đổi giá

cả, GDP thực đại diện cho sản lượng thực của nền kinh tế và lãi suất thị trường tiền tệ

(i) đại diện cho lãi suất. Nghiên cứu được tiến hành ở các nước Đông Á theo dữ liệu quý

trong vòng 10 năm từ năm 1987 đến năm 1997. Nhóm tác giả dùng mô hình VAR kết

hợp với phân tích nhân quả Granger để phân tích. Kết quả cho thấy can thiệp trung hòa

là hiệu quả trong việc làm hạn chế sự mở rộng cung tiền do tích lũy dự trữ ngoại hối

nhưng không làm tăng lãi suất trong nước. Điều này trái với giả thuyết ban đầu của tác

giả khi đề cập ở ngay từ ban đầu rằng tính hiệu quả của hoạt động can thiệp trung hòa

không chỉ thu hẹp cung tiền mà còn làm tăng lãi suất trong nước.

He & ctg (2005) xem xét hiệu quả can thiệp trung hòa ở Trung Quốc và xem xét

xem sự bùng nổ tín dụng trong nước có phải bị ảnh hưởng bởi dòng vốn vào từ nước

ngoài cho giai đoạn từ tháng 1/1998 đến tháng 12/2004. Mô hình VAR được xây dựng

với 4 biến: NDA, NFA, tín dụng trong nước (DCR) và lãi suất (IR) . Về hiệu quả can

thiệp trung hòa, kết quả hàm phản ứng đẩy cho thấy NDA phản ứng với những biến động

của NFA. Cứ NFA tăng lên 1 đơn vị thì sẽ dẫn đến sự suy giảm khoảng 1 đơn vị NDA

và hầu hết các phản ứng diễn ra trong vòng 1 tháng. Những cú sốc đối với NFA có ít ảnh

hưởng đến DCR và IR. Do đó, thay đổi trong dòng vốn dường như không ảnh hưởng

đến tăng trưởng tín dụng trong nước và lãi suất. Các phản ứng của NDA, DCR và IR

xuất hiện để cho thấy rằng tác động của sự gia tăng trong NFA đã được vô hiệu hóa một

cách hiệu quả và các hoạt động khử trùng của NHTW Trung Quốc đã thành công trong

việc cách điện các điều kiện tiền tệ trong nước từ những thay đổi về dòng vốn.

Cavoli & Rajan (2006) sử dụng một chuỗi các nghiên cứu thực nghiệm để kiểm

tra các liên kết động giữa dòng vốn quốc tế, mức độ can thiệp trung hòa và chênh lệch

lãi suất trong 5 nền kinh tế chủ đạo (Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia, Philiphin và Thái

Lan) liên quan đến khủng hoảng tài chính tiền tệ cho giai đoạn trước khi xảy ra khủng

hoảng từ tháng 1/1990 đến tháng 5/1997. Ước lượng bằng OLS nghiên cứu đưa ra kết

quả cho thấy hệ số can thiệp trung hòa giao động từ -0.7 (Indonesia) đến -1.1 (Hàn

Quốc) trong nhóm các nước nghiên cứu. Như vậy, hoạt động can thiệp trung hòa không

được thực hiện hoàn toàn ở Indonesia, các nước còn lại hầu như được trung hòa hoàn

toàn hoặc được thực hiện ở mức trung bình trong mẫu nghiên cứu.

Aizenman & Glick (2009) nghiên cứu hiệu quả can thiệp trung hòa ở các thị

trường mới nổi (Một số quốc gia ở Châu Á và Châu Mỹ La tinh) khi các nước này tự do

hóa thị trường và hội nhập vào kinh tế thế giới (Giai đoạn từ Quý I/1996 đến Quý

IV/2007). Mức độ can thiệp trung hòa được ước lượng bằng một phương trình hồi quy

đơn giản giữa sự thay đổi tài sản có trong nước của NHTW với sự thay đổi tài sản có

nước ngoài của NHTW theo quý, và được chia cho tiền cơ sở với độ trễ là 4, tốc độ tăng

trưởng GDP danh nghĩa cũng được sử dụng làm biến kiểm soát. Với ước lượng OLS, kết

quả cho thấy mức độ can thiệp trung hòa đã tăng lên trong giai đoạn nghiên cứu với các

nước đã chọn với mức độ khác nhau, phù hợp với mức độ quan tâm lớn hơn về tác động

tìm năng đến lạm phát của dòng vốn vào.

Glick & Hutchison (2009) nghiên cứu ước tính mức độ can thiệp trung hòa bằng

cách hồi quy sự thay đổi của NDA theo sự thay đổi của NFA của NHTW Trung Quốc

(PBC) sau khi chia cho tiền dự trữ cơ sở (RM). Bên cạnh đó, tốc độ tăng trưởng của GDP

danh nghĩa (Z) được sử dụng để kiểm soát biến giải thích khác mà có thể ảnh hưởng đến

cầu tiền. Mô hình hồi quy có dạng:

(2.20)

Sự thay đổi NDA cũng như NFA được chia cho tiền cơ sở với độ trễ bằng 4 để nắm bắt

được tác động của tích lũy dự trữ quốc tế và sự vận hành của NHTW Trung Quốc. Dữ

liệu được thu thập theo quý tại Trung Quốc từ quý 3/1985 đến quý 4/2007 và được xử

lý với ước lượng OLS. Kết quả cho thấy rằng hệ số can thiệp trung hòa đã dao động từ -

0.6 năm 2000 lên đỉnh cao -1.5 vào quý I năm 2006, sau đó tăng trở lại với giá trị -0.8

trong quý IV năm 2016 và duy trì giá trị này trong suốt năm 2007. Kết quả này khẳng

định quan điểm của tác giả đó là khi dự trữ đạt mức cao, can thiệp trung hòa càng trở

nên khó khăn và không hiệu quả.

Phạm Thị Tuyết Trinh & Nguyễn Thị Hồng Vinh (2011) nghiên cứu về mức độ

can thiệp trung hòa ở Việt Nam giai đoạn từ quý III/2000 đến quý III/2010. Với ước

lượng OLS sử dụng cho các biến NDA, thu nhập thực, tỷ giá thực song phương giữa

VND/USD, lãi suất trong nước và lãi suất nước ngoài. Kết quả thu được hệ số can thiệp

trung hòa khá thấp ở Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu (-0.24).

Phạm Thị Hoàng Anh & Bùi Duy Phú (2013) đánh giá hiệu quả can thiệp trung

hòa của NHNN Việt Nam giai đoạn từ quý I/2000 đến quý II/2012 bằng cách tiếp cận

mô hình hồi quy tuyến tính và phi tuyến tính. Mô hình hồi quy tuyến tính có dạng như

DC = 1NFA + 2GDP + 3CPI + 4LER + 5WTO + ut (2.21)

Trong đó DC là tín dụng trong nước; NFA là tài sản ngoại tệ ròng của hệ thống ngân

hàng; GDP là tăng trưởng kinh tế; CPI là tỷ lệ lạm phát; LER là lãi suất cho vay và

WTO là biến giả trước thời điểm 1/2007 mang giá trị 0, còn lại nhận giá trị là 1.

Kết quả thu được từ mô hình hồi quy tuyến tính và phi tuyến đều cho thấy hoạt động can

thiệp trung hòa của NHNN diễn ra liên tục ( đặc biệt giai đoạn 2007 – 2008) và NHNN

luôn quan tâm đến trung hòa tác động của hoạt động này. Tuy nhiên, do nhiều nguyên

nhân, NHNN mới chỉ trung hòa được một phần tác động của can thiệp trên thị trường

ngoại hối tới lượng tiền cung ứng.

Đặng Văn Dân (2015) đo lường mức độ vô hiệu hóa (mức độ can thiệp trung hòa)

ở Việt Nam bằng cách kiểm định mô hình hồi quy theo Aizenman & Glick (2009) với

số liệu thu thập từ năm 2000 đến năm 2013. Kết quả cho thấy hệ số vô hiệu hóa là -

0.475, như vậy dòng thu ngoại tệ chỉ bị vô hiệu hóa 1 phần do sự cắt giảm tín dụng nội

địa của NHNN, chính sách vô hiệu hóa chưa hiệu quả cao.

2.3.2.2. Nhóm tiếp cận thứ hai

Theo hướng tiếp cận thứ hai, các tác giả sử dụng hệ phương trình đồng thời để

xét mối liên hệ giữa NDA và NFA với phương pháp ước lượng chủ yếu là 2SLS. Họ

xem xét điều này bởi vì có mối quan hệ nhân quả giữa hai biến trong mô hình. Tiền tệ

trong nước bị ảnh hưởng bởi dòng vốn vào và tích lũy dự trữ ngoại hối, ngược lại, dòng

vốn vào lại bị ảnh hưởng bởi tiền tệ trong nước. Mô hình nghiên cứu có dạng chung như

NDAt = 0 + 1NFAt + 2X1 + ut (2.22a)

NFAt = 0+ 1NDAt + 2X2 + vt (2.22b)

Trong đó X1 và X2 lần lượt là các véc tơ của các biến kiểm soát trong hàm phản

ứng tiền tệ (phương trình 2.22a ) và hàm chu chuyển vốn ( Phương trình 2.22b) .Các

hệ số 1 ,1 lần lượt là hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp.

Ngược lại với hàm phản ứng tiền tệ, hàm chu chuyển vốn (Capital-Flow Equation)

có nguồn gốc từ mô hình của Kouri & Porter (1974) phản ánh một cách nhìn khác về

mối liên hệ giữa tích lũy dự trữ ngoại hối và các biện pháp chính sách tiền tệ. Hàm chu

chuyển vốn cho phép ước lượng ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đến dòng vốn vào từ

nước ngoài. Theo đó, biến phụ thuộc được đại diện bởi sự thay đổi NFA của NHTW, và

biến độc lập là sự thay đổi của NDA của NHTW ( đại diện cho phản ứng chính sách tiền

tệ). 1 là hệ số bù đắp và giá trị kỳ vọng của nó cũng nằm trong khoảng từ -1 đến 0. Nếu

hệ số bù đắp 1 = -1 có nghĩa là dòng vốn hoàn toàn di động. Trong trường hợp như vậy,

hoạt động can thiệp trung hòa sẽ không hiệu quả bởi vì số NDA giảm sẽ được thay thế

bằng dòng ngoại tệ vào với cùng số lượng, làm tăng NFA. Dòng vốn bổ sung này sau đó

cần được làm trung hòa tác động đến cung tiền, tạo ra một vòng luẩn quẩn của dòng vốn

tăng cao và nhu cầu can thiệp trung hòa thêm. Ngoài ra, nếu hệ số bù đắp gần bằng 0,

điều đó có nghĩa là sự thay đổi NDA của NHTW do tác động của các hoạt động can thiệp

trung hòa của NHTW một phần hoặc hoàn toàn vẫn còn nằm trong hệ thống, ảnh hưởng

đến tổng cung tiền. Nói chung, biến động vốn càng cao và mức độ thay thế giữa NDA

và NFA càng cao, mức độ kiểm soát của NHTW đến cung tiền càng thấp, và do đó, hiệu

quả chính sách tiền tệ càng thấp (Hệ số bù đắp càng gần -1). Hệ số bù đắp mang giá trị

thấp và hệ số can thiệp trung hòa mang giá trị cao chỉ ra quyền tự chủ và hiệu quả chính

sách tiền tệ tương đối cao (Ouyang & ctg, 2007).

Với ước lượng 2SLS về hiệu quả can thiệp trung hòa, các nghiên cứu thực nghiệm

tiêu biểu được thể hiện dưới đây:

Brissimis & ctg (2002) kế thừa nghiên cứu của Argy & Kouri (1974) và dựa vào

hàm tổn thất của cơ quan quản lý tiền tệ, Brissimis & ctg (2002) đã xây dựng hệ phương

trình đồng thời để ước lượng hệ số bù đắp và hệ số can thiệp trung hòa. Mô hình nghiên

cứu được xác lập từ hệ phương trình đồng thời ứng với sự thay đổi của NDA và NFA.

t); Lạm phát

𝑇); Kỳ vọng nước ngoài và tỷ giá trong nước ( Et+1 + r*

Các biến kiểm soát trong phương trình NDA gồm có : Cán cân vãng lai (CA); Chênh

lệch tỷ giá (𝑆𝑡−1 − 𝑆𝑡

( Pt-1); Độ lệch sản lượng (Yc,t-1); Độ biến động lãi suất (r,t-1). Các biến kiểm soát trong

phương trình NFA cũng tương tự phương trình NDA, chỉ khác là thay độ biến động lãi

suất bằng độ biến động tỷ giá (e,t-1). Nghiên cứu thực nghiệm được tiến hành tại Đức

giai đoạn từ quý II/1980 đến quý II/1992 với phương pháp ước lượng 2SLS và 3SLS.

Kết quả cho thấy hệ số bù đắp khá thấp (-0.22) trong giai đoạn duy trì cơ chế tỷ giá hối

đoái ERM (Exchange Rate Mechanism) và hệ số can thiệp trung hòa xấp xỉ gần bằng -

1. Điều đó chứng tỏ Đức đã thành công với mục tiêu can thiệp trung hòa cả trong ngắn

hạn và dài hạn.

Ouyang & ctg (2010). Nhóm tác giả nghiên cứu thực nghiệm về mức độ can thiệp

trung hòa và sự biến động dòng vốn ở Trung Quốc với dữ liệu tháng từ giữa năm 2000

đến cuối năm 2008. Trong phân tích thực nghiệm, nhóm tác giả cũng nghiên cứu mối

liên hệ giữa NDA và NFA, họ sử dụng đồng thời hai phương trình xuất phát từ hàm

BOP và hàm phản ứng chính sách tiền tệ với ước lượng 2SLS. Mô hình nghiên cứu như

(2.23)

Như vậy, hàm chu chuyển vốn có 5 biến kiểm soát (mm: số nhân tiền tệ; p: lạm phát; y:

độ lệch sản lượng; REER: Tỷ giá hối đoái thực; r*t+Etet+1: Lãi suất nước ngoài và tỷ giá

kỳ vọng) bao gồm cả các yếu tố đẩy và kéo cũng như phản ứng của chính sách tiền tệ,

nghĩa là yếu tố thúc đẩy dòng vốn vào trong nước. Hàm phản ứng chính sách tiền tệ cũng

bao gồm 5 biến kiểm soát quan trọng ảnh hưởng đến phản ứng của chính sách tiền tệ (số

mm: nhân tiền tệ; p :lạm phát; y: thu nhập quốc gia ;G: Chi tiêu của chính phủ; r*t+Etet+1:

Lãi suất nước ngoài cộng với tỷ giá kỳ vọng ). Theo kết quả nghiên cứu, NHTW Trung

Quốc đã trung hòa được khoảng 90% các dòng vốn dự trữ. Can thiệp trung hòa hầu như

hoàn chỉnh ở Trung Quốc cho đến cuối năm 2007 đến cuối năm 2008, đã thay đổi hơn

nhưng vẫn ở mức cao khoảng 70%.

Wang (2010) đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa tại Trung Quốc giai đoạn từ

giữa năm 1999 đến tháng 3 năm 2009 với ước lượng OLS .Hướng tiếp cận mới của Wang

(2010) so với các nghiên cứu khác trong nhóm sử dụng hệ phương trình đồng thời là

đánh giá thêm hiệu quả can thiệp trung hòa thông qua cung tiền M2. Hệ phương trình

nghiên cứu cụ thể như sau:

* = 0 +1 NDA + X12 + ut (2.24a)

NFAt

* = 0 + 1 NFA + X22 + vt (2.24b)

NDAt

* = 0 + 1NFA + X3 2+ et (2.24c)

M2t

Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số bù đắp là -0.302 và hệ số can thiệp trung hòa

là -0.962. Bên cạnh đó, khi ước lượng hàm phản ứng tiền tệ với biến số M2, nghiên cứu

cho thấy hệ số can thiệp trung hòa là 0.529 chứng tỏ rằng sự gia tăng dự trữ ngoại hối

dẫn đến sự gia tăng cung tiền M2. Điều này có nghĩa rằng mặc dù NHTW Trung Quốc

khá thành công trong việc ngăn chặn mở rộng tiền cơ sở, nhưng không hiệu quả trong

việc hạn chế tăng cung tiền tổng hợp.

Ljubaj & ctg (2010) nghiên cứu nhằm khám phá mức độ can thiệp trung hòa dòng

vốn vào của NHTW Croatia từ năm 2000 đến năm 2009. Hệ số can thiệp trung hòa được

đo lường thông qua hàm phản ứng tiền tệ, phương trình chu chuyển vốn được sử dụng

để đo lường hệ số bù đắp với uớc lượng 2SLS. Các biến kiểm soát cụ thể của từng

NDAt = 0 + 1NFAt + 2log MM4t + 3log IND_PRt + 4 TZ_182t + ut (2.25a)

NFAt = 0 + 1NFAt + 2log MM4t + 3log PUB_DEBt+4 log HRK_EURt + yt (2.25b)

phương trình được thể hiện dưới đây :

Trong đó MM4 là số nhân tiền tệ, IND_PR là chỉ số sản xuất công nghiệp, TZ_182 là lãi

suất trái phiếu kho bạc kỳ hạn 6 tháng, PUB_DEB là nợ công của chính phủ, HRK_EUR

là tỷ giá giữa đồng Kuna với đồng Euro.

Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số can thiệp trung hòa đạt -0.81 và hệ số bù đắp đạt -

0.48. Theo các hệ số ước lượng có thể kết luận rằng trong giai đoạn nghiên cứu, NHTW

Croatia đã thực hiện một chính sách can thiệp trung hòa mạnh mẽ, nhưng không làm

trung hòa hoàn toàn dòng vốn vào.

Ouyang & Rajan (2011) tiến hành nghiên cứu thực nghiệm xác định mức độ can

thiệp trung hòa thực sự và chu chuyển dòng vốn ở Singapore và Đài Loan sử dụng dữ

liệu quý từ năm 1990 đến năm 2008. Tác giả đã sửa đổi hệ phương trình đồng thời giữa

NDA và NFA trong nghiên cứu của Brissimis & ctg (2002) để ước lượng hệ số can thiệp

trung hòa và hệ số vô hiệu hóa ở 4 điểm : Mục tiêu của NHTW về kiểm soát tỷ giá, tác

động của tỷ giá đến lạm phát, tác động của thu nhập và tỷ giá thực đến cán cân vãng lai

và tác động của chi tiêu chính phủ đến độ lệch sản lượng. Các biến kiểm soát trong

phương trình NDA gồm có: Số nhân tiền tệ (mm), Lạm phát (CPI), độ lệch sản lượng

(Yc), tiêu dùng của Chính phủ (G), tỷ giá thực (REER), Kỳ vọng tỷ giá trong nước và lãi

t+se

t+1), độ biến động lãi suất (r). Các biến kiểm soát trong phương

suất nước ngoài (r*

trình NFA tương tự như phương trình NDA nhưng thay thế độ biến động lãi suất bằng

độ biến động tỷ giá (e).Kết quả nghiên cứu chứng tỏ từ năm 2001, cả Singapore và Đài

Loan có một mức độ cao (nhưng chưa hoàn chỉnh) dòng chu chuyển vốn thực tế. Hiệu

quả chu chuyển vốn cao không làm giảm khả năng can thiệp trung hòa của NHTW trên

thị trường ngoại hối ở cả Singapore và Đài Loan nhưng có thể làm cho quá trình này khó

khăn hơn theo thời gian.

Các nghiên cứu thực nghiệm về hiệu quả can thiệp trung hòa được tóm tắt ở

bảng 2.5.

Bảng 2.5. Bảng tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm về hiệu quả can thiệp trung

hòa

STT Tác giả Phạm vi

Biến số

Dữ liệu

Phương

Kết quả nghiên cứu

nghiên

pháp ước

cứu

lượng

1 Moreno

Hàn

Tỷ giá danh

Từ

tháng

VAR

Can thiệp trung hòa là

(1996).

Quốc

nghĩa, CPI, tài

1/1981 đến

một yếu tố quan trọng

Đài Loan

sản có nước

tháng

trong phản ứng với các

ngoài, tín dụng

12/1994

cú sốc thay đổi tài sản

trong nước.

có nước ngoài

Takagi

Các nước

FA, M1, M2,

Từ

năm

OLS và

Can thiệp trung hòa là

Đông Á

CPI, GDP thực

1987

đến

VAR

hiệu quả trong việc làm

( hoặc giá trị

năm 1997

hạn chế sự mở rộng

Esaka

(2001)

sản xuất công

cung tiền do tích lũy dự

nghiệp),

lãi

trữ ngoại hối nhưng

suất thị trường.

không làm tăng lãi suất

trong nước.

3 He &

Trung

NDA, NFA, tín

Từ

tháng

VAR NFA tăng lên 1 đơn vị

ctg

Quốc

dụng

trong

1/1998 đến

thì sẽ dẫn đến sự suy

(2005)

nước, lãi suất

tháng

giảm khoảng 1 đơn vị

12/2004

NDA và hầu hết các

phản ứng diễn ra trong

vòng 1 tháng.

Cavoli

Một

số

FA, DA, Tiền

Từ

tháng

OLS

Hệ số can thiệp trung

quốc gia

cơ sở MB.

1/1990 đến

hòa dao động từ -1.1

Rajan

ở Châu Á

tháng

đến -0.7

(2006).

5/1997

5 Aizenm

Một

số

NDA, NFA,

Từ

quý

OLS

Hệ số can thiệp trung

an &

quốc gia

Tiền cơ sở MB,

I/1996 đến

hòa dao động từ -0.99

Glick

ở Châu Á

GDP

danh

quý

đến -0.77

(2009).

và Châu

nghĩa

IV/2007

Mỹ La

Tinh

6 Glick&

Trung

NFA/RM,

Từ quý

OLS

Hệ số can thiệp trung

Hutchis

Quốc

NDA/RM,

III/1985 đến

hòa dao động từ -0.6

GDP

danh

quý

năm 2000 lên đỉnh cao

(2009).

nghĩa

IV/2007

-1.5 vào quý I năm

2006, sau đó tăng trở

lại với giá trị -0.8 trong

quý IV năm 2016 và

duy trì giá trị này trong

suốt năm 2007

Brissim

Đức

NDA, NFA và

Từ

quý

2SLS ,

Hệ số can thiệp trung

is,& ctg

một số biến

II/1980 đến

3SLS

hòa -0.735

(2002).

kiểm soát khác.

quý II/1992

Hệ số bù đắp : -0.222

8 Ouyang

Trung

NDA, NFA, số

Từ

tháng

2SLS

NHTW Trung Quốc đã

&ctg

Quốc

nhân

tiền

tệ,

6/2000 đến

trung hòa được khoảng

(2010).

lạm phát; thu

tháng

90% các dòng vốn dự

nhập quốc gia,

9/2008

trữ. Can thiệp trung

chi

tiêu của

hòa hầu như hoàn

Chính phủ ; Tỷ

chỉnh ở Trung Quốc .

giá hối đoái

thực.

9 Wang

Trung

NDA, NFA, và

Từ

tháng

OLS

Hệ số bù đắp : -0.302

(2010)

Quốc

các biến kiểm

6/1999 đến

Hệ số can thiệp trung

soát

tháng

hòa : -0.962.

3/2009

Hệ số can thiệp trung

hòa với cung tiền M2 :

0.529

10 Ljubaj

Croatia NDA, NFA, số

Từ

tháng

2SLS Hệ số can thiệp trung

ctg

nhân

tiền

tệ,

4/2000 đến

hòa -0.81

(2010).

chỉ

số phát

tháng

Hệ số bù đắp -0.48

triển

công

2/2009

nghiệp, lãi suất

trái phiếu kho

bạc, nợ công

của chính phủ,

tỷ giá danh

nghĩa

11 Ouyang

Đài Loan

NDA, NFA, số

Từ

quý

2SLS,

Singapore và Đài Loan

Singapore

nhân tiền tệ, tỷ

I/1990 đến

3SLS

có một mức độ cao

Rajan

giá giao ngay

quý

dòng chu chuyển vốn

(2011)

bình quân, thu

IV/2008

thực tế. Hiệu quả chu

nhập chu kỳ,

chuyển vốn cao không

thâm hụt ngân

làm giảm khả năng can

sách chính phủ

thiệp trung hòa của

NHTW trên thị trường

ngoại hối ở cả hai quốc

gia nhưng có thể làm

cho quá trình này khó

khăn hơn

theo

thời

gian.

Phạm

Việt

NDA, thu nhập

Từ

quý

OLS

Hệ số can thiệp trung

Thị

Nam

thực,

tỷ giá

III/2000 đến

hòa -0.24

thực

song

quý

Tuyết

phương

III/2010.

Trinh &

USD/VND

Nguyễn

Thị

Hồng

Vinh

(2011)

Phạm

Việt

Mô hình tuyến

Từ

quý

OLS và

NHNN mới chỉ trung

Thị

Nam

tính:

NFA,

I/2000 đến

LSTR

hòa được một phần tác

GDP, CPI, Lãi

quý III/2012

động của can thiệp trên

Hoàng

suất cho vay,

thị trường ngoại hối tới

Anh &

WTO.

lượng tiền cung ứng.

Bùi

Duy

Phú

(2013)

14 Đặng

Việt

NDA, NFA,

Từ

năm

Hồi quy Hoạt động can thiệp

Nam

Tiền cơ sở MB,

2000

đến

trung hòa chưa hiệu

Văn

GDP

danh

năm 2013

quả, hệ số can thiệp

Dân

(2015)

nghĩa

trung hòa còn thấp.

Nguồn: Tác giả tổng hợp

2.4. KHE HỞ NGHIÊN CỨU

2.4.1. Khe hở nghiên cứu về tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát

Ở Việt Nam, ảnh hưởng của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát qua kênh sử

dụng SDRs có thể được xem là không có hoặc không đáng kể. Bởi lẽ thành phần SDRs

trong dự trữ ngoại hối của Việt Nam là rất thấp. Thậm chí đến năm 2009 là năm mà Việt

Nam nhận được phân bổ SDRs nhiều nhất trong 3 lần phân bổ của IMF, nhưng tỷ trọng

SDRs trong tổng dự trữ vẫn rất thấp (luôn dưới 1.5% trong suốt giai đoạn từ năm 2000

đến nay)4 . Hơn nữa, biến động số liệu này không lớn điều đó chứng tỏ SDRs được sử

dụng rất ít. Vì vậy, trong điều kiện phân tích ở Việt Nam, tác động này được bỏ qua và

đề tài chỉ phân tích ảnh hưởng tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát qua kênh tiền tệ,

đây cũng là cơ sở để tiếp tục phân tích vấn đề can thiệp trung hòa tại Việt Nam.

Theo kênh tiền tệ, các nghiên cứu trước cũng có những hạn chế nhất định. Các

nghiên cứu thực hiện trên phạm vi toàn thế giới, nhóm quốc gia hoặc một quốc gia,

nhưng nghiên cứu tại Việt Nam còn rất ít. Rất nhiều nghiên cứu thiết lập phương trình

nghiên cứu bằng cách xem xét mối liên hệ một cách trực tiếp biến dự trữ ngoại hối và

lạm phát hoặc qua biến trung gian là cung tiền trong nền kinh tế như Heller (1979), Khan

(1979), Rabin & Pratt ( 1981), Abdullateef & Waheed (2010), Chaudhry và cộng sự

(2011), Zhou &ctg (2013). Do đó, các nghiên cứu trên chưa phản ánh rõ mối liên hệ giữa

tích lũy dự trữ ngoại hối và lạm phát. Mặc dù về cơ sở lý thuyết, tích lũy dự trữ làm tăng

cung tiền, rồi từ đó tác động đến lạm phát. Nhưng nếu phân tích hai giai đoạn này một

cách riêng lẽ sẽ không thấy rõ được kết quả lạm phát tăng là do cung tiền tăng từ tích lũy

dự trữ ngoại hối hay là do các yếu tố khác. Lin & Wang (2005) tiếp cận theo hướng mới

dưới gốc độ nền kinh tế mở khi phân tích ảnh hưởng tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát. Nghiên cứu mở rộng mô hình thời gian nhất quán để bổ sung mục tiêu ổn định tỷ

giá vào mục tiêu chung của hoạch định chính sách, ngoài mục tiêu ổn định lạm phát và

4 Theo IFS (2018) và tính toán của tác giả

ổn định sản lượng nền kinh tế. Từ đó dựa vào hàm tổn thất của NHTW và thông qua hoạt

động của NHTW trên thị trường ngoại hối để xác định mối liên hệ giữa tích lũy dự trữ

ngoại hối và lạm phát. Tuy nhiên, vì những hạn chế nhất định do không xác định được

hệ số của các phương trình phức tạp, mô hình nghiên cứu thực nghiệm cũng chỉ bao gồm

2 biến là thay đổi dự trữ ngoại hối và lạm phát.

Steiner (2017) và nghiên cứu kế thừa của Phạm Thị Tuyết Trinh (2015) sử dụng

học thuyết trọng tiền để xây dựng mô hình nghiên cứu khá thuyết phục dựa trên sự thay

đổi của tài sản có nước ngoài ròng (NFA) chính là sự thay đổi của tích lũy dự trữ ngoại

hối. Mô hình nghiên cứu được xây dựng thể hiện đồng thời sự thay đổi lạm phát, cung

tiền, tích lũy dự trữ ngoại hối. Do đó, phản ánh rõ ảnh hưởng của giá trị tăng lên của

cung tiền do tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát rõ ràng hơn các nghiên cứu trước.

Tuy nhiên, trong các nghiên cứu trên, chưa có nghiên cứu nào đánh giá tác động tích

lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát mà có xét đến đặc trưng của nền kinh tế. Trong đó,

đặc trưng nền kinh tế Việt Nam là có đô la hóa. Vì vậy, luận án sẽ tập trung làm sáng tỏ

điều này. Việc phân tích tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát trong điều

kiện nền kinh tế có đô la hóa sẽ giúp cho các nhà quản lý có một cái nhìn toàn diện, rút

kinh nghiệm cho giai đoạn sau điều hành được tốt hơn trong quá trình tích lũy dự trữ

ngoại hối.

2.4.2. Khe hở nghiên cứu về hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW

Với hướng tiếp cận thứ nhất, các nghiên cứu đã bỏ qua những xu hướng đồng thời

bằng cách giả sử dòng vốn là yếu tố ngoại sinh. Nhưng điều quan trọng là các điều kiện

tiền tệ trong nước bị ảnh hưởng bởi những thay đổi trong các dòng vốn quốc tế và dự trữ

ngoại hối. Đồng thời dòng vốn quốc tế lại đáp ứng với những thay đổi của các điều kiện

tiền tệ trong nước. Như vậy, bằng việc sử dụng hệ phương trình đồng thời theo hướng

tiếp cận thứ hai, vấn đề tương đồng này đã được khắc phục. Do đó, tác giả sẽ đánh giá

hiệu quả can thiệp trung hòa theo hướng tiếp cận thứ hai.

Nhìn chung, tất cả các nghiên cứu trước đều hướng đến ước lượng hệ số can thiệp

trung hòa (và hệ số bù đắp trong trường hợp sử dụng hệ phương trình đồng thời) để đánh

giá hiệu quả can thiệp trung hòa. Nhưng hiện nay chưa có nghiên cứu nào phân tích thêm

đặc thù nền kinh tế Việt Nam khi xem xét hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN. Cụ

thể, trong các nghiên cứu trước, chưa có nghiên cứu nào đề cập đến cấu trúc nền kinh tế

Việt Nam có đô la hóa khi đánh giá hiệu quả can thiệp trung hòa. Bên cạnh đó, khủng

hoảng tài chính toàn cầu cũng gây ra những ảnh hưởng nhất định đến hiệu quả hoạt động

của NHTW và cũng chưa được đề cập trong các nghiên cứu trước. Vì vậy, luận án sẽ

đánh giá mức độ ảnh hưởng của đô la hóa và khủng hoảng tài chính toàn cầu đến hiệu

quả can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam.

Tóm tắt chương 2

Chương 2 đã trình bày cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm về tích lũy dự trữ

ngoại hối đến lạm phát và hoạt động can thiệp trug hòa của NHTW, cũng như những vấn

đề căn bản về đô la hóa. Tích lũy dự trữ ngoại hối tác động đến lạm phát do làm tăng

cung tiền. Ngoài ra, tích lũy dự trữ ngoại hối còn có thể gây ra lạm phát qua việc sử dụng

SDR nhận được từ IMF. Hoạt động can thiệp trung hòa được thực hiện nhằm cân bằng

tác động lên thị trường tiền tệ khi NHTW tích lũy dự trữ ngoại hối thông qua việc làm

trung hòa tiền cơ sở hoặc làm trung hòa cung tiền. Nhiều nghiên cứu thực nghiệm về

những vấn đề trên đã được nghiên cứu, nhưng chưa có nghiên cứu nào đề cập đến đặc

trưng nền kinh tế có đô la hóa và ảnh hưởng khủng hoảng đến hiệu quả can thiệp trung

hòa của NHNN Việt Nam. Đó cũng chính là khe hổng của vấn đế nghiên cứu và làm cơ

sở để đề xuất mô hình nghiên cứu ở chương 3.

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ CÁC DỮ LIỆU

3.1. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Để đạt được mục tiêu nghiên cứu của đề tài, tác giả sử dụng phương pháp nghiên

cứu định lượng và một số phương pháp khác. Từng câu hỏi cụ thể sẽ tương ứng với các

phương pháp nghiên cứu dưới đây.

Với câu hỏi nghiên cứu thứ nhất “Thực trạng về dự trữ ngoại hối, đô la hóa và

tình hình sử dụng các công cụ can thiệp trung hòa của NHNN như thế nào ?”, tác giả sử

dụng phương pháp phân tích, so sánh, tổng hợp để đánh giá thực trạng dự trữ ngoại hối,

đô la hóa và các công cụ can thiệp trung hòa sử dụng tại Việt Nam.

Với câu hỏi nghiên cứu thứ hai “Tích lũy dự trữ ngoại hối có tác động trong ngắn

hạn và dài hạn đến lạm phát tại Việt Nam trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa hay

không ?”, tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng với mô hình được xây

dựng trên cơ sở học thuyết tiền tệ cổ điển của Irving Fisher. Bên cạnh đó, tác động của

tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát cũng được xem xét trong điều kiện nền kinh tế có

đô la hóa vì từ khi chuyển từ nền kinh tế bao cấp sang nền kinh tế thị trường đến nay,

Việt Nam vẫn còn trong tình trạng đô la hóa. Mô hình Tự hồi quy phân phối trễ có đường

bao (Autoregressive Distributed Lag Bound Test - ARDL Bounds Test) được sử dụng

để đánh giá tác động trong ngắn hạn và dài hạn của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát thông qua phương trình hiệu chỉnh sai số (Error Correction Model - ECM).

Với câu hỏi nghiên cứu thứ ba, “Mức độ hiệu quả của hoạt động can thiệp trung

hòa của NHNN trong bối cảnh nền kinh tế đô la hóa như thế nào và đô la hóa, khủng

hoảng tài chính toàn cầu có làm thay đổi mức độ can thiệp trung hòa của NHNN hay

không?”, tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để tính hệ số can thiệp

trung hòa và hệ số bù đắp. Các hệ số này được xác định trên cơ sở hệ phương trình đồng

thời được xây dựng từ hàm tổn thất của NHTW, trong đó có xem xét đến yếu tố đô la

hóa nền kinh tế. Uớc lượng Bình phương tối thiểu hai giai đoạn (Two Stage Least Square

– 2SLS) được sử dụng để tính hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp từ hệ phương

trình đồng thời. Bên cạnh đó, tác giả lần lượt sử dụng các biến tương tác trong mô hình

để xem xét xem đô la hóa và khủng hoảng có làm thay đổi mức độ can thiệp trung hòa

của NHNN Việt Nam hay không.

Để trả lời cho câu hỏi thứ tư “Can thiệp trung hòa của các nước trên thế giới như

thế nào ?”, tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu tình huống (Case Studies). Theo

Zainal (2007), phương pháp nghiên cứu tình huống cho phép nhà nghiên cứu có thể tìm

hiểu chặt chẽ vấn đề trong một ngữ cảnh cụ thể. Trong hầu hết các trường hợp, nghiên

cứu tình huống lựa chọn một khu vực địa lý nhỏ hoặc một số rất hạn chế cá nhân là đối

tượng nghiên cứu. Vì vậy, luận án sử dụng phương pháp nghiên cứu này nhằm tìm hiểu

thực trạng hoạt động can thiệp trung hòa một số nước tiêu biểu trên thế giới trong những

giai đoạn riêng biệt, từ đó rút ra bài học kinh nghiệm để NHNN Việt Nam thực hiện can

thiệp trung hòa trong quá trình tích lũy dự trữ ngoại hối.

Nội dung phần 3.2, 3.3. và 3.4 dưới đây sẽ làm rõ hơn về mô hình, phương pháp

xử lý và dữ liệu nghiên cứu để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu thứ hai và thứ ba liên quan

đến tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát và hiệu quả hoạt động can thiệp trung

hòa của NHNN Việt Nam.

3.2. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU LÝ THUYẾT

3.2.1. Mô hình nghiên cứu tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát

Mô hình nghiên cứu trước hết được kế thừa từ nghiên cứu của Steiner (2009).

Steiner xây dựng mô hình dựa trên học thuyết tiền tệ cổ điển của Irving Fisher kết hợp

với lý thuyết về cung tiền và số nhân tiền tệ.

Từ phương trình trao đổi của Fisher :

Ms *V = P*Y (3.1)

Lấy logarit cơ số tự nhiên 2 vế của phương trình, ta có :

lnMs + lnV = lnP+ lnY

Tiếp tục lấy vi phân hai vế của phương trình trên, ta có

𝑑(𝑀𝑠 )

𝑑(𝑉)

𝑑(𝑃)

𝑑(𝑌)

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

𝑉

𝑃

𝑌

𝑀𝑠

Suy ra: + = + (3.2)

Hơn nữa, ta có :

𝑑(𝑀𝑠 )

𝑑(𝑚𝑚)

Ms = mm.MB và MB = NDA + NFA

𝑑(𝑁𝐷𝐴+𝑁𝐹𝐴)

𝑀𝑠

𝑚𝑚

𝑁𝐷𝐴+𝑁𝐹𝐴

𝑑(𝑀𝑠 )

𝑑(𝑚𝑚)

𝑁𝐹𝐴

𝑑(𝑁𝐹𝐴)

𝑁𝐷𝐴

𝑑(𝑁𝐷𝐴)

Suy ra: = +

𝑀𝑠

𝑚𝑚

𝑀𝐵

𝑁𝐹𝐴

𝑀𝐵

𝑁𝐷𝐴

Suy ra : = (3.3) + . + .

𝑁𝐹𝐴

𝑑(𝑁𝐹𝐴)

𝑁𝐷𝐴

𝑑(𝑁𝐷𝐴)

𝑑(𝑉)

𝑑(𝑃)

𝑑(𝑌)

Thế (3.3) vào (3.2) ta được :

𝑑(𝑚)

𝑀𝐵

𝑁𝐹𝐴

𝑀𝐵

𝑁𝐷𝐴

𝑉

𝑃

𝑌

𝑚

= + . + . + +

𝑑(𝑃)

𝑁𝐹𝐴

𝑑(𝑁𝐹𝐴)

𝑁𝐷𝐴

𝑑(𝑁𝐷𝐴)

𝑑(𝑚𝑚)

𝑑(𝑉)

𝑑(𝑌)

Suy ra:

𝑃

𝑀𝐵

𝑁𝐹𝐴

𝑀𝐵

𝑁𝐷𝐴

𝑚𝑚

𝑉

𝑌

= - (3.4) . + . + +

𝑁𝐹𝐴

𝑑(𝑁𝐹𝐴)

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

𝑀𝐵

𝑁𝐹𝐴

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

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.

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 +1NFA*

t + 2Dmmt +3DCPIt-1 + 4 Yt-1 + 5CAt-1 + 6(r*

NDA*

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

t = 0 +1NDA*

t+ 2mmt +3CPIt-1+ 4Yt-1+ 5CAt-1 + 6(r*

t+ Etet+1) +

NFA*

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).

Khi mức độ đô la hóa (DL) càng cao, cầu về ngoại tệ càng cao, đẩy tỷ giá tăng lên.

Để giảm tình trạng đó, NHNN sẽ tăng lãi suất nội tệ và giảm lãi suất ngoại tệ để khuyến

khích người dân chuyển ngoại tệ sang nội tệ. Việc tăng lãi suất của NHNN cũng đồng

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

t+Eet+1)

(-) (-)  (r*

(-) (-) hoặc (+) DLt-1

KH (-) hoặc (+) (-) hoặc (+)

(-) (d1-1)r,t-1

(-) (d2-1)e,t-1

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:

𝑞0−1 𝑗=1

𝑞1−1 𝑗=0

∗

+ ∑ + ∆𝐶𝑃𝐼𝑡 = 0 + 𝜆𝐸𝐶𝑡−1 + ∑ 𝛼𝑗∆𝐶𝑃𝐼𝑡−𝑗 𝛽1𝑁𝐹𝐴𝑡−𝑗

𝑞2−1 𝑗=0

𝑞3−1 𝑗=0

𝑞4−1 𝑗=0

∑ + ∑ + ∑ + 𝛿𝑗∆𝑚𝑚𝑡−𝑗 𝜑𝑗∆𝑌𝑡−𝑗 𝛾𝑗𝑁𝐷𝐴𝑡−𝑗

𝑞5−1 𝑗=0

𝑞6−1 𝑗=0

∑ + ∑ 𝜇𝑗∆𝑉𝑡−𝑗 𝜌𝑗∆𝐷𝐿𝑡−𝑗 + 𝜀𝑡 (3.8)

Trong đó:

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

∗ − 𝜃3𝑚𝑚𝑡−1 − 𝜃4𝑌𝑡−1 − 𝜃5𝑉𝑡−1 −

định như sau:

∗ − 𝜃2𝑁𝐷𝐴𝑡−1

𝐸𝐶𝑡−1 = 𝐶𝑃𝐼𝑡−1 − 0 − 𝜃1𝑁𝐹𝐴𝑡−1

𝜃6𝐷𝐿𝑡−1 (3.9)

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

∗ − 𝜃3𝜆𝑚𝑚𝑡−1 −

∗ − 𝜃2𝜆𝑁𝐷𝐴𝑡−1

∆𝐶𝑃𝐼𝑡 = 0 + 𝜆𝐶𝑃𝐼𝑡−1 − 𝜆𝜃0 − 𝜃1𝜆𝑁𝐹𝐴𝑡−1

𝑞0−1 𝑗=1

∗

+ 𝜃4𝜆 ∆𝑌𝑡−𝑗 − 𝜃5𝜆𝑉𝑡−1 − 𝜃6𝜆𝐷𝐿𝑡−1 + ∑ 𝛼𝑗∆𝐶𝑃𝐼𝑡−𝑗

𝑞2−1 𝑗=0

𝑞3−1 𝑗=0

𝑞1−1 𝑗=0

∑ + ∑ + ∑ + 𝛿𝑗∆𝑚𝑚𝑡−𝑗 𝛽1𝑁𝐹𝐴𝑡−𝑗 𝛾𝑗𝑁𝐷𝐴𝑡−𝑗

𝑞5−1 𝑗=0

𝑞6−1 𝑗=0

𝑞4−1 𝑗=0

∑ + ∑ + ∑ 𝜑𝑗∆𝑌𝑡−𝑗 𝜇𝑗∆𝑉𝑡−𝑗 𝜌𝑗∆𝐷𝐿𝑡−𝑗 + 𝜀𝑡 (3.10)

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:

∗ + 𝜃2𝑁𝐷𝐴𝑡

∗ + 𝜃3𝑚𝑚𝑡 + 𝜃4𝑌𝑡 + 𝜃5𝑉𝑡 + 𝜃6𝐷𝐿𝑡 + 𝑢𝑡 (3.11)

𝐶𝑃𝐼𝑡 = 𝜃0 + 𝜃1𝑁𝐹𝐴𝑡

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:

và NFA*

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

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

t = 0 + 1Dmmt +2DCPIt-1 + 3 Yt-1 + 4CAt-1 + 5(r*

t+ Etet+1) + 6DDLt-1

NDA*

+7KH +8(d1-1)r,t-1+ 9u1t (3.12)

t = 0 + 1mmt +2CPIt-1+ 3Yt-1+ 4CAt-1 + 5(r*

t+ Etet+1) + 6DLt-1+

NFA*

7KH + 8(d2-1)e,t-1 + v1t (3.13)

và NFA*

ở vế

+Giai đoạn 2: Ước lượng mô hình xuất phát bằng cách thay NDA*

phải của các phương trình bằng ∆𝑁𝐷𝐴∗̂ và ∆𝑁𝐹𝐴∗̂ nhận được ở giai đoạn 1.

t+ Etet+1)

t = 0 +1∆𝑁𝐹𝐴∗̂ + 2Dmmt +3DCPIt-1 + 4 Yt-1 + 5CAt-1 + 6(r*

NDA*

t (3.13)

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

t+ Etet+1) +

t = 0 +1∆𝑁𝐷𝐴∗̂ + 2mmt +3CPIt-1+ 4Yt-1+ 5CAt-1 + 6(r*

NFA*

t (3.14)

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

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

+Giai đoạn 3:

t và v*

t của phương trình (3.13) và phương trình (3.14) ước lượng ở

Tính các phần dư u*

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:

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*,

được thể hiện trong hệ phương trình đồng thời (3.6) và (3.7).

NFA*

t = 0 +1NFA*

t + 2Dmmt +3DCPIt-1 + 4 Yt-1 + 5CAt-1 + 6(r*

NDA*

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

t = 0 +1NDA*

t+ 2mmt +3CPIt-1+ 4Yt-1+ 5CAt-1 + 6(r*

t+ Etet+1) +

NFA*

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

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 +1NFA*

t + 2Dmmt +3DCPIt-1 + 4 Yt-1 + 5CAt-1 + 6(r*

t+ Etet+1)

NDA*

t + 11u’t (3.15).

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

Từ phương trình (3.15), ta có :

t = 10 NFA*

t. Do đó, hệ số (10 + 1)

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

thể hiện tác động của NFA* lên NDA*.

t = 0. Do đó, hệ số 1 thể hiện tác

Khi không có khủng hoảng, KH =0: 10 KHNFA*

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.

Trong phương trình 3.7, 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. Nội dung phân

tích tiếp theo tương tự như trong phương trình 3.6 ở trên.

3.3.2.2. Trình tự phân tích dữ liệu mô hình hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa

của NHNN 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 đảm bảo chuỗi dữ liệu sử

dụng là các chuỗi dừng.

Bước 3: Thực hiện ước lượng 2SLS

Bước 4: Kiểm định độ tin cậy của mô hình thông qua các kiểm định tự tương quan,

phương sai thay đổi và tính dừng của phần dư.

Bước 5: Kiểm định hệ số tương quan giữa hai phần dư của hai phương trình trong hệ

phương trình đồng thời sau khi ước lượng 2SLS để xem xét có tiếp tục ước lượng 3SLS

hay không.

Bước 6: Kiểm định lại hệ phương trình với ước lượng 2SLS với các biến tương tác tương

ứng với các biến KH và DL.

Bước 7: Ước lượng cuốn chiếu (rolling estimate) để xem xét biến động hệ số can thiệp

trung hòa và hệ số bù đắp.

3.4. BIẾN SỐ VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

3.4.1. Biến số và dữ liệu nghiên cứu mô hình tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến

lạm phát

Luận án đánh giá tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam

giai đoạn từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017. Dữ liệu được thu thập từ năm 2004

vì đây là mốc thời gian trước thềm Việt Nam gia nhập WTO, nền kinh tế bắt đầu có

những chuyển biến để chuẩn bị bước vào quá trình hội nhập kinh tế quốc tế theo xu

hướng hiện nay, trong đó có sự thay đổi của dự trữ ngoại hối .

Nguồn số liệu chủ yếu lấy từ IFS 2018 (International Financial Statistic) và

Thomson Reuter Datastream. Cách tính toán các biến số và nguồn lấy số liệu được thể

hiện ở bảng 3.2.

Bảng 3. 2. Biến số và nguồn thu thập số liệu nghiên cứu mô hình đánh giá ảnh

hưởng tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát

STT Tên biến Ký hiệu Cách tính toán Nguồn số liệu

∗ =

1 NFA điều IFS 2018 và NFA* t 𝑁𝐹𝐴𝑡 − 𝑁𝐹𝐴𝑡−1 𝑒𝑡 − 𝑒𝑡−1 𝑒𝑡−1 𝑁𝐹𝐴𝑡 chỉnh (1) Thomson 𝐺𝐷𝑃𝑛𝑡

Reuters

= (MBt /GDPnt) - NFA* t

2 NDA điều IFS 2018 NDA* t NDA* t

chỉnh (2) Thomson

Reuters

3 Số nhân IFS 2018 mmt M2t/MBt

tiền tệ (3)

Tốc độ phát triển chỉ số giá tiêu dùng. IFS 2018 4 Lạm phát CPIt

5 Độ lệch Thomson Yt GDPrt – GDPpt

(4)

sản lượng Reuters

6 Tốc độ IFS 2018 và Vt GDPnt/M2t

vòng quay Thomson

tiền tệ (5) Reuters

(6)

7 Đô la hóa IFS 2018 DLt FCDt /M2t

FCDt : Tiền gửi ngoại tệ

M2t : Cung tiền

Nguồn: Tác giả tổng hợp

- Tài sản có nước ngoài ròng NFA được tính bằng chênh lệch giữa Tài sản có nước ngoài (FA)

và Tài sản nợ nước ngoài (LA) ( Công thức 2.2) .

- Tài sản nợ nước ngoài NDA được tính bằng chênh lệch giữa Tiền cơ sở (MB) và Tài sản có

nước ngoài ròng ( Suy ra từ công thức 2.8). Các chỉ tiêu MB, FA, LA theo quý được thu thập

trực tiếp từ IFS 2018. GDPn theo tần suất quý được thu thập từ Thomson Reuters.

- Tài sản có nước ngoài ròng điều chỉnh (NFA*

t) và tài sản có trong nước ròng điều chỉnh

(NDA*

t):

+Trước hết, kế thừa nghiên cứu của Ouyang & ctg (2010), Ouyang & Rajan (2011),

Ljubaj & ctg (2010), luận án sử dụng NFA điều chỉnh để loại trừ giá trị tăng NFA do biến động

tỷ giá. Vì sự thay đổi tỷ giá làm thay đổi giá trị NFA tính bằng VND do NHNN Việt Nam thực

hiện hạch toán chênh lệch tỷ giá vào mỗi cuối kỳ kế toán, mà giá trị thay đổi này lại làm tăng

tích lũy dự trữ ngoại hối nhưng chỉ là giá trị trên sổ sách chứ không phải là giá trị dự trữ ngoại

hối tăng thực tế cho NHNN can thiệp trên thị trường ngoại hối.Theo đó, NFA điều chỉnh chênh

lệch tỷ giá có công thức tính như sau :

𝑒 = 𝑁𝐹𝐴𝑡 − 𝑁𝐹𝐴𝑡−1

(1) & (2) :

Trong đó : et và et-1 lần lượt là tỷ giá danh nghĩa VND/USD ở cuối thời kỳ t và t-1. Tỷ giá danh

nghĩa VND/USD cuối kỳ (cuối quý) được sử dụng vì NHNN tiến hành điều chỉnh chênh lệch tỷ

giá hối đoái khi lập báo cáo tài chính vào cuối kỳ kế toán theo quý hoặc năm. 𝑁𝐹𝐴𝑡−1

𝑒𝑡−𝑒𝑡−1 𝑒𝑡−1

là phần thay đổi của NFA ở kỳ t so với kỳ t-1 do sự chênh lệch tỷ giá hối đoái.

+ Kế đến, tài sản có nước ngoài ròng điều chỉnh được tính theo tỷ lệ so sánh giữa NFA

đã hiệu chỉnh chênh lệch tỷ giá hối đoái với GDP danh nghĩa (GDPn) để loại trừ sự gia tăng

phương sai của chuỗi dữ liệu theo thời gian (Luận án kế thừa các nghiên cứu của Ouyang & ctg

(2010), Ouyang & Rajan (2011) cũng sử dụng GDP danh nghĩa để hiệu chỉnh NDA và NFA

trong mô hình nghiên cứu )

+ Vì NDA được tính theo NFA và MB nên cũng được điều chỉnh như sau:

NDA* t

= (MBt /GDPnt) - NFA*

t .

𝑁𝐹𝐴𝑡 𝑒𝑡 − 𝑒𝑡−1 𝑒𝑡−1

(3) Số nhân tiền tệ mmt là tỷ lệ giữa cung tiền M2t và tiền cơ sở MBt. Trong đó, chỉ tiêu cung

tiền M2 theo tần suất quý được thu thập trực tiếp từ IFS 2018.

(4) Độ lệch sản lượng được tính bằng cách chênh lệch giữa sản lượng thực và sản lượng tiềm

năng. Trong đó, GDPrt là GDP thực; GDPpt : GDP tiềm năng được tính bằng phép lọc Hodrick-

Prescott với tham số làm nhẵn 1600 trong phần mềm Eviews 9.0.

(5) Tốc độ vòng quay tiền tệ được tính bằng tỷ lệ giữa GDP danh nghĩa và cung tiền M2.

(6) Tỷ lệ đô la hóa nền kinh tế được tính theo đô la hóa tiền gửi, bằng tỷ lệ giữa tiền gửi ngoại

tệ (FCDt) và cung tiền M2. Trong đó, chỉ tiêu FCD theo tần suất quý được thu thập trực tiếp từ

IFS 2018.

3.4.2. Biến số và dữ liệu nghiên cứu mô hình hiệu quả hoạt động can thiệp trung

hòa của NHNN Việt Nam

Luận án sử dụng dữ liệu quý của Việt Nam từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017.

Nguồn số liệu chủ yếu lấy từ IFS 2018 (International Financial Statistic) và Thomson

Reuter Datastream. Ngoài các biến số đã tính tương tự ở bảng 3.2, cách tính toán các

biến số còn lại và nguồn lấy số liệu được thể hiện ở bảng 3.3.

Bảng 3.3. Biến số và nguồn thu thập số liệu nghiên cứu mô hình hiệu quả can thiệp

trung hòa của NHNN Việt Nam

STT Tên biến Ký hiệu Cách tính toán Nguồn số

liệu

Số nhân IFS 2018 1 mmt Ln(M2t/MBt)

tiền tệ

IFS 2018 2 Lạm phát CPIt Ln(CPIt_sa)

CPIt_sa: CPIt hiệu chỉnh mùa vụ theo

Cenxus X12.

3 Cán cân IFS 2018 CAt CAt/GDPnt

vãng lai Thomson

Reuters

t+Eet+1)

t+ln(Eet+1)

4 Lãi suất (r* r* IFS 2018

t: Lãi suất tín phiếu kho bạc Mỹ kỳ

nước r*

ngoài cộng hạn 3 tháng. Eet+1: Tỷ giá trung bình

với kỳ VND/USD ở thời điểm t+1.

vọng tỷ giá

(7)

trong nước

5 IFS 2018 Đô la hóa DLt Ln(FCDt /M2t)

FCDt: Tiền gửi ngoại tệ M2t : Cung

tiền

6 Biến giả d1 và d2 d1 = 2 nếu NDAt < 0; d1 = 0 nếu

NDAt > 0.

d2 = 2 nếu NFAt < 0; d2 = 0 nếu

NFAt > 0.

7 Khủng KH KH = 1: Từ quý I năm 2007 đến quý

hoảng (8) IV 2008 .

KH = 0 : Giai đoạn còn lại.

8 Độ biến IFS 2018 r,t

𝑖=−2

động lãi σ𝑟,𝑡 = ( ) √ ∑ (∆𝑟𝑡+𝑖 − ∆𝑟̂)2 1 5 suất (9)

2 𝑖=−2

) ∑ ∆𝑟𝑡+𝑖 Trong đó : 𝑟 ̂ = (1 5

9 Độ biến IFS 2018 e,t

𝑖=−2

(10)

động tỷ giá ) √ ∑ (∆𝑒𝑡+𝑖 − ∆𝑒̂)2 1 σ𝑒,𝑡 = ( 5

2 𝑖=−2

∆𝑒𝑡+𝑖 Trong đó: 𝑒 ̂ = (1 ) ∑ 5

(7) Kế thừa nghiên cứu của Ouyang & Rajan (2011), lãi suất nước ngoài được đại diện bởi lãi

suất tín phiếu kho Bạc Mỹ kỳ hạn 3 tháng. Kỳ vọng tỷ giá trong nước ở kỳ t được tính bằng

logarit tỷ giá danh nghĩa VND/USD ở kỳ t+1.

(8) Trong giai đoạn nghiên cứu của luận án từ quý I/2004 đến quý II/2017, trên thế giới đã xảy

ra cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu. Bắt đầu từ Mỹ năm 2007 và nhanh chóng lan rộng sang

các quốc gia khác vào năm tiếp theo. Một trong những điểm nổi bậc nhất của kinh tế thế giới

năm 2007 là trải qua những xáo trộn mạnh trên các thị trường tài chính xuất phát từ cuộc khủng

hoảng cho vay cầm cố tiêu dùng dưới tiêu chuẩn ở Mỹ và giá dầu tăng lên liên tục ( Báo cáo

thường niên NHNN 2007). Theo đà khủng hoảng, kinh tế thế giới năm 2008 đạt mức tăng trưởng

kinh tế thấp 3,4% thấp hơn nhiều so với mức 4,9% của năm 2007 (Báo cáo thường niên NHNN

năm 2008) và có những biến động khó lường. Năm 2009, nhờ có các biện pháp cứu trợ kinh tế

từ cuối năm 2008, kinh tế thế giới đã dần hồi phục hồi ( Báo cáo thường niên NHNN 2009).

Tại Việt Nam, trong năm 2007, nền kinh tế phải đối mặt với khó khăn lớn là dòng vốn vào nhiều

nhưng khả năng hấp thụ vốn còn hạn chế. Năm 2008, chịu ảnh hưởng khủng hoảng tài chính thế

giới, giá xăng dầu và hàng hóa tiêu dùng nhập khẩu tại Việt Nam cũng biến động phức tạp,

những tháng đầu năm tăng vọt đến giữa năm lại có xu hướng giảm. Đặc biệt, cuộc khủng hoảng

tài chính còn gây ra tác động đến thị trường chứng khoán tại Việt Nam ( Báo cáo thường niên

NHNN năm 2008) . Khó có thể đưa ra kết luận về khoảng thời gian chính xác về tác động cuộc

khủng hoảng này đối với nền kinh tế mỗi nước vì tùy theo điều kiện thực tế, ngoài tác động trực

tiếp trong giai đoạn khủng hoảng còn nhiều vấn đề phát sinh từ hậu khủng hoảng. Nhằm mục

tiêu đánh giá xem ảnh hưởng cuộc khủng hoảng tài chính thế giới trong giai đoạn tâm điểm ban

đầu đối với hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam, luận án đã chọn

Nguồn : Tác giả tổng hợp

khoảng thời gian 2 năm 2007 và 2008 là giai đoạn xảy ra khủng hoảng tài chính toàn cầu để

nghiên cứu.

(9) & (10) Theo Brissimis& ctg (2002), biến động của lãi suất (r,t) và tỷ giá (e,t) thường được

tính là độ lệch chuẩn của lãi suất đồng nội tệ (theo ngày) và độ lệch chuẩn của tỷ giá đồng nội

tệ so với ngoại tệ (theo ngày) trong vòng ba tháng. Tuy nhiên, nếu không thể tiếp cận được dữ

liệu theo ngày nên các biến số này được tính là độ lệch trung bình động của lãi suất từ 5 quý và

độ lệch trung bình động của tỷ giá từ 5 quý. Kế thừa nghiên cứu của Brissimis& ctg (2002), vì

không thể tiếp cận số liệu theo ngày nên luận án sử dụng công thức bình quân động từ 5 quý đối

với lãi suất và tỷ giá như trên.

Tóm tắt chương 3

Chương 3 đã trình bày phương pháp nghiên cứu cụ thể ứng với từng câu hỏi

nghiên cứu. Chương 3 cũng đã đề xuất mô hình nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm để

phân tích mối liên hệ giữa tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát và đánh giá hiệu quả

hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam. Mô hình nghiên cứu tác động tích

lũy dự trữ ngoại hối đế lạm phát được kế thừa từ mô hình của Steiner( 2009). Mô hình

đánh giá hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN được xây dựng từ hệ phương

trình đồng thời trong nghiên cứu của Brissimis (2002) và Oyang & Rajan (2011). Để

xem xét vấn đề trong điều kiện nền kinh tế có đô la hóa, biến đô la hóa đều được đưa

vào trong các phương trình ước lượng. Hơn nữa, để xem xét xem đô la hóa và khủng

hoảng tài chính có làm thay đổi hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN hay không, các

biến tương tác đã được sử dụng trong hệ phương trình đồng thời với ước lượng 2SLS.

Với mô hình đánh giá tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát, tác giả sử dụng mô hình

ARDL Bounds Test để ước lượng nhằm đánh giá tác động ngắn hạn và dài hạn của tích

lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát. Tác giả thu thập dữ liệu từ hai nguồn chính là IMF và

Thomson Reuters. Cách tính toán các chỉ tiêu được trình bày đầy đủ nhằm làm rõ các

biến được sử dụng để ước lượng trong chương 4.

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

4.1. THỰC TRẠNG TÍCH LŨY DỰ TRỮ NGOẠI HỐI, ĐÔ LA HÓA VÀ CAN

THIỆP TRUNG HÒA TẠI VIỆT NAM

4.1.1. Thực trạng dự trữ ngoại hối tại Việt Nam

4.1.1.1. Diễn biến dự trữ ngoại hối tại Việt Nam

Từ năm 2004 đến nay, nhìn chung, dự trữ ngoại hối của Việt Nam có xu hướng

tăng lên rõ rệt. Trong đó, biến động dự trữ ngoại hối được chia làm 3 giai đoạn chính :

Trước khủng hoảng, trong khủng hoảng và sau khủng hoảng tài chính toàn cầu.

Giai đoạn trước khủng hoảng tài chính toàn cầu ( Từ năm 2004 đến năm 2006)

TỔNG DỰ TRỮ NGOẠI HỐI CỦA VIỆT NAM TỪ QUÝ I/2004 ĐẾN QUÝ IV/27

D S U ỷ T

16.00 14.00 12.00 10.00 8.00 6.00 4.00 2.00 0.00

2004Q1 2004Q2 2004Q3 2004Q4 2005Q1 2005Q2 2005Q3 2005Q4 2006Q1 2006Q2 2006Q3 2006Q4

Tổng dự trữ ngoại hối

Linear (Tổng dự trữ ngoại hối)

Hình 4.1. Tổng dự trữ ngoại hối trừ vàng của Việt Nam giai đoạn trước khủng

hoảng

Nguồn IFS (2018)

Trong giai đoạn này, dự trữ ngoại hối của Việt Nam diễn biến tương đối ổn định,

tăng nhẹ dần theo thời gian ( Hình 4.1). Sở dĩ như vậy là vì những quy định về quản lý

ngoại hối vẫn còn chặt chẽ. Các giao dịch cán cân vãng lai và cán cân vốn còn chưa được

tự do hóa. Mặc dù pháp lệnh ngoại hối ra đời từ năm 2005 nhưng chỉ chính thức có hiệu

100

lực từ tháng 6 năm 2006. Do đó, những đột phá tăng dự trữ ngoại hối giai đoạn này chưa

được thể hiện rõ nét.

Giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu (Từ năm 2007 đến năm 2008)

Khởi đầu tích lũy dự trữ ngoại hối cho giai đoạn này là kết quả thực hiện pháp

lệnh quản lý ngoại hối đã có hiệu lực thi hành. Sau nữa năm thực hiện pháp lệnh quản lý

ngoại hối, việc tích lũy dự trữ ngoại hối ở Việt Nam đã thu được những kết quả nhất

định. Có thể nói “Sự ra đời của Pháp lệnh quản lý ngoại hối đã tạo đà cho việc đổi mới

hoàn thiện cơ chế quản lý dự trữ ngoại hối theo hướng thông thoáng và tự do hóa tài

khoản vãng lai đã có tác động tích cực làm tăng cung ngoại tệ” (Trích từ Mai Thu Hiền

& Vũ Thu Huyền, 2011). Bên cạnh đó, đây cũng là thời kỳ đầu gia nhập WTO, Việt

Nam chính thức bước vào quá trình mở cửa, hội nhập kinh tế. Do đó, các luồng ngoại tệ

từ nước ngoài có xu hướng đổ vào trong nước. Hơn nữa, đây là giai đoạn khủng hoảng

tài chính toàn cầu, nền kinh tế thế giới có nhiều biến động. Rút kinh nghiệm từ cuộc

khủng hoảng tài chính năm 1997 ở Châu Á, thấy rõ tầm quan trọng của dự trữ ngoại hối,

việc tích lũy dự trữ ngoại hối ở Việt Nam đã tăng mạnh so với giai đoạn trước ( Hình

4.2).

101

Tốc độ phát triển của tổng dự trữ ngoại hối so với kỳ gốc quý I/2004

2008Q3

2008Q1

2007Q3

2007Q1

2006Q3

2006Q1

2005Q3

2005Q1

2004Q3

2004Q1

100

150

200

250

300

350

400

450

Hình 4.2. Tốc độ phát triển tổng dự trữ ngoại hối của Việt Nam so với kỳ gốc

Qúy I/2004

Nguồn: IFS (2018) và tính toán của tác giả

Theo hình 4.2, bắt đầu quý I năm 2007, tổng dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã

tăng từ 200% lên gần 300% so với kỳ gốc. Đây là một tốc độ tăng rất cao, chỉ trong 1

quý, mà con số tăng lên này đã gần bằng tổng dự trữ ngoại hối của Việt Nam giai đoạn

quý I năm 2004. Tiếp theo, dự trữ ngoại hối tiếp tục tăng mạnh và đạt đỉnh điểm vào quý

I năm 2008 với tốc độ phát triển định gốc trên 400%. Sau thời điểm trên, dự trữ ngoại

hối có xu hướng giảm xuống. Lúc này khủng hoảng tài chính với những diễn biến phức

tạp, một số luồng vốn đầu tư có hướng chảy khỏi Việt Nam. Như vậy, thời kỳ đầu khủng

hoảng, dự trữ ngoại hối tăng mạnh nhưng sau đó lại có xu hướng giảm.

102

Giai đoạn sau khủng hoảng (Từ năm 2008 đến nay)

Trong thời kỳ đầu sau khủng hoảng, nền kinh tế của Việt Nam cũng bị ảnh hưởng

nhiều mặt, tỷ giá và dự trữ ngoại hối liên tục bị biến động mạnh. Để bình ổn thị trường

ngoại hối cũng như tỷ giá , NHNN đã phải sử dụng quỹ dự trữ ngoại hối để can thiệp

vào thị trường làm cho dự trữ ngoại hối tiếp tục giảm trong 2 năm liên tiếp sau khủng

hoảng từ Quý I năm 2009 đến quý I năm 2011 (Hình 4.3).

Tổng dự trữ ngoại hối của Việt Nam từ quý I/2009 đến quý II/2017

40.00

30.00

20.00

D S U ỷ T

10.00

0.00

Tổng dự trữ ngoại hối

Hình 4.3. Tổng dự trữ ngoại hối của Việt Nam từ năm 2009 đến năm 2017

Nguồn IFS (2018)

Theo hình 4.3, dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã giảm xuống mức kỷ lục vào quý

I năm 2011. Sau đó, NHNN đã thực hiện quyết liệt các biện pháp chính sách tiền tệ để

ổn định thị trường, kiềm chế lạm phát, chống đô la hóa. Kết quả nền kinh tế có tín hiệu

khả quan và hồi phục dần sau khủng hoảng. Từ quý I năm 2011 đến quý II năm 2017,

nhìn chung, dự trữ ngoại hối của Việt Nam đều tăng cả về số tuyệt đối và số tương đối,

ngoại trừ giai đoạn biến động giảm sâu 3 kỳ liên tiếp là từ Quý II năm 2015 đến quý I

năm 2016. Bởi vì vào năm 2015, Trung Quốc bất ngờ phá giá mạnh đồng Nhân Dân tệ,

103

buộc NHNN phải bán ra dự trữ ngoại hối để tránh đồng tiền bị làm giá cao, ảnh hưởng

đến xuất nhập khẩu.

4.1.1.2. Quy mô dự trữ ngoại hối so với các ngưỡng an toàn

Tỷ lệ dữ trữ ngoại hối so với nợ ngắn hạn tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm

2004 đến 2016 diễn biến phức tạp ( Hình 4.4) .Từ năm 2004 đến 2009 tỷ lệ này được

duy trì ở mức khá cao trên 300%, tuy nhiên, trong 2 năm 2010 và 2011 lại giảm xuống

dưới ngưỡng an toàn. Từ năm 2012 trở đi mặc dù đã được cải thiện, nhưng tỷ lệ dự trữ

ngoại hối so với nợ ngắn hạn vượt ngưỡng an toàn không cao như giai đoạn trước năm

2010.

Dự trữ ngoại hối/ Nợ ngắn hạn

600

500

400

%

300

569

549

535

444

417

200

344

261

251

236

213

207

100

180

126

2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 Năm

Hình 4.4. Tỷ lệ dự trữ ngoại hối / Nợ ngắn hạn của Việt Nam từ năm 2004 đến năm

2016

Nguồn: ADB

Xét chỉ tiêu dự trữ ngoại hối so với nhập khẩu, mặc dù dự trữ ngoại hối tại Việt

Nam trong thời gian gần đây liên tục tăng, nhưng so với tiêu chuẩn an toàn theo nhập

khẩu do IMF khuyến nghị, dự trữ ngoại hối của Việt Nam vẫn mới chỉ đáp ứng trong

mức tối thiểu khoảng 3 tháng nhập khẩu. Đây là con số khiêm tốn so với các quốc gia

khác trong khu vực Đông Nam Á.

104

Bảng 4.1. Dự trữ ngoại hối của Việt Nam và các nước Asian tính theo tháng nhập

khẩu.

Đơn vị tính: Triệu USD

Chỉ tiêu

2005

2010

2012

2013

2014

2015

2016

2017

Dự trữ ngoại hối

9.216 12.926

26.113

34.575

28.616

41.000

51.500

60.000

Kim ngạch Nhập Khẩu 32.447 72.237 114.529 132.033 150.217 162.017 176.632 211.110

DTNH/NK/12 (Lần)

3.4

2.1

2.7

2.4

2.8

2.1

2.8

2.9

So với các nước ASEAN

Brunei

4.1

7.4

11.6

11.9

12.2

12.5

15.7

Cambodia

3.5

7.9

7.3

6.1

6.9

7.4

8.7

Indonesia

7.2

8.5

7.1

6.4

7.5

8.9

10.3

Lào

3.3

4.2

3.2

2.9

2.5

2.4

Malaysia

7.4

7.8

8.5

7.9

6.7

6.5

6.4

Myanmar

4.7

10.7

9.2

7.5

1.5

2.8

Philippines

4.7

13.6

16.2

16.0

14.6

13.6

12.0

Singapore

4.2

6.4

6.5

6.7

6.4

7.0

7.3

Thailand

5.3

11.2

8.7

8.0

8.3

9.3

10.5

Nguồn : ADB, NHNN và Tổng cục Thống Kê

Theo bảng 4.1, so với các nước khác trong khu vực Đông Nam Á, quy mô dự trữ

ngoại hối so với tháng nhập khẩu của Việt Nam còn rất thấp. Việt Nam nằm trong nhóm

ba nước có tỷ lệ dự trữ ngoại hối so với tháng nhập khẩu thấp nhất trong khu vực, cùng

với Lào và Myanmar. Các nước còn lại đều vượt qua ngưỡng an toàn rất cao, đến thời

điểm năm 2016 thì cũng đáp ứng được hơn 6 tháng nhập khẩu.

Khi xem xét quy mô ngoại hối so với cung tiền, một vấn đề cũng đáng lo ngại

cho tình hình dự trữ của Việt Nam.

105

TỶ lệ Dự trữ ngoại hối/M2

%

2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 Năm

Hình 4.5. Tỷ lệ dự trữ ngoại hối /M2 của Việt Nam từ năm 2004 đến năm 2016

Nguồn: IFS (2018) và tính toán của tác giả

Theo hình 4.5, trong giai đoạn từ năm 2004 đến 2016, tỷ lệ này xuống mức thấp

nhất vào năm 2010 và 2011, chạm đáy ngưỡng an toàn. Sau đó, tình hình được cải

thiện nhưng vẫn còn rất thấp dưới 15%.

Tóm lại, xét cả 3 chỉ tiêu về ngưỡng an toàn dự trữ ngoại hối, quy mô dự trữ ngoại

hối của Việt Nam trong thời gian gần đây mặc dù chưa đến mức cảnh báo nghiêm trọng

nhưng vẫn còn khá khiêm tốn. Dự trữ ngoại hối cao không những tạo động lực cho

thương mại quốc tế phát triển, mà còn tạo nên một cú đệm chống sốc cho nền kinh tế khi

có khủng hoảng xảy ra. Vì vậy, xu hướng tích lũy dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong

thời gian tới là điều tất yếu. Chuyên gia kinh tế của ngân hàng ANZ cũng đã khuyến

nghị NHNN nên tăng dự trữ ngoại hối và tăng số tháng nhập khẩu cho nền kinh tế trong

thời gian tới8.

8 Truy xuất từ http://ndh.vn/anz-viet-nam-can-tang-du-tru-ngoai-hoi- 201712080858171p4c145.news

106

4.1.2. Thực trạng đô la hóa tại Việt Nam

Đô la hóa là một chủ đề nóng đã được các nhà hoạch định chính sách và các nhà

kinh tế học quan tâm từ rất lâu. Đây là một đặc điểm kinh tế phổ biến ở các nước đang

phát triển và những thị trường mới nổi (Mengesha & Holmes, 2015). Hiện nay, những

rủi ro và chi phí của đô la hóa đã được nhìn nhận rõ ràng hơn. Tuy nhiên, đô la hóa vẫn

còn phổ biến và thậm chí còn tăng cường ở một số nước. Tại Việt Nam, hiện tượng đô

la hóa nền kinh tế bắt đầu từ khi chuyển nền kinh tế từ bao cấp sang nền kinh tế thị

trường, có những giao dịch với người không cư trú.

Tỷ lệ đô la hóa nền kinh tế9 Việt Nam trong giai đoạn từ quý I/2004 đến quý

II/2017 nhìn chung có xu hướng giảm (Hình 4.6)

Tỷ lệ Đô la hóa tại Việt Nam từ Q1/2004 đến Q2/2017

%

3 Q 0 1 0 2

1 Q 4 0 0 2

3 Q 4 0 0 2

1 Q 5 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

1 Q 6 0 0 2

3 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

3 Q 7 0 0 2

1 Q 8 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

1 Q 9 0 0 2

3 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

1 Q 1 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

1 Q 2 1 0 2

3 Q 2 1 0 2

1 Q 3 1 0 2

3 Q 3 1 0 2

1 Q 4 1 0 2

3 Q 4 1 0 2

1 Q 5 1 0 2

3 Q 5 1 0 2

1 Q 6 1 0 2

3 Q 6 1 0 2

1 Q 7 1 0 2

Hình 4.6. Tỷ lệ đô la hóa nền kinh tế Việt Nam từ quý I/2004 đến quý II/2017

Nguồn : IFS (2018) và tính toán của tác giả

Tỷ lệ đô la hóa nền kinh tế đã liên tục giảm từ năm 2004 đến nay. Theo đánh giá

IMF đã đưa ra, một nền kinh tế có đô la hóa cao khi tỷ lệ Tiền gửi ngoại tệ/Tổng phương

tiện thanh toán lớn hơn 30%. Trong giai đoạn 2004 đến 2007, tỷ lệ đô la hóa tại Việt

Nam giảm dần và xoay quanh mức 20%. Trong giai đoạn này, lợi tức của VND hấp dẫn

9 Được tính bằng tỷ lệ : Tiền gửi ngoại tệ /M2

107

hơn ngoại tệ, mức biến động của tỷ giá không lớn nhờ cung ngoại tệ dồi dào, nhất là

cung ngoại tệ từ việc thu hút vốn nước ngoài ( Nguyễn Thị Hồng, 2012). Năm 2008, tỷ

lệ đô la hóa tăng vọt từ 16,6% trong quý I lên 20,8% trong quý III. Sau đó tỷ lệ này giảm

dần trở lại. Hiện tượng đô la hóa tăng trở lại trong năm 2008 sau một khoảng thời gian

dài một phần là do ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính toàn cầu làm xáo trộn tình hình

tài chính tiền tệ trong nước. Từ năm 2009 đến nay, tỷ lệ đô la hóa liên tục giảm về mức

dưới 20% và hiện nay đã giảm xuống dưới mức 10%. Như vậy, suốt trong giai đoạn

nghiên cứu, tỷ lệ đô la hóa ở Việt Nam không ở mức cao như cảnh báo của IMF, luôn

dưới 25% và được cải thiện giảm dần.

Có được kết quả như trên là nhờ vào nổ lực chống đô la hóa của Chính phủ. Đây

là một vấn đề luôn được Chính phủ quan tâm. Điểm nhấn cho động thái này của Chính

phủ trong giai đoạn nghiên cứu là đề án chống đô la hóa năm 2007, những điểm mới quy

định về trạng thái ngoại hối của TCTD trong pháp lệnh quản lý ngoại hối năm 2013 và

chính sách lãi suất 0% áp dụng đối với lãi suất tiền gửi bằng ngoại tệ tại TCTD.

Năm 2007, đề án nâng cao tính chuyển đổi của đồng Việt Nam, khắc phục tình

trạng đô la hóa nền kinh tế đã được Chính phủ phê duyệt trong quyết định số

98/2007/QĐ-TTg. Mục đích đề án nhằm nâng cao hiệu lực pháp lý của các quy định về

quản lý ngoại hối, thu hẹp tiến tới xoá bỏ việc niêm yết, định giá, thanh toán bằng ngoại

tệ và kinh doanh ngoại tệ trái phép, xoá bỏ chế độ thanh toán bằng ngoại tệ trong nước,

thu hút số ngoại tệ trôi nổi vào hệ thống ngân hàng và xoá bỏ các chính sách gây tâm lý

đô la hoá. Đề án thực hiện với sự kết hợp của nhiều Bộ, ngành, trong đó, NHNN là đơn

vị chủ đạo.

Tiếp tục xu hướng trên, NHNN đã ban hành nhiều văn bản để tiếp tục thực hiện

chống đô la hóa. Trong Pháp lệnh quản lý ngoại hối ban hành năm 2013, tỷ lệ dự trữ bắt

buộc bằng ngoại tệ được NHNN điều chỉnh tăng mạnh, trạng thái ngoại hối của các

TCTD cũng được giảm từ mức ±30% xuống mức ±20% vốn điều lệ. Với các biện pháp

108

quyết liệt như vậy từ NHNN đã khiến cho tính hấp dẫn của ngoại tệ, đặc biệt là đồng

USD giảm xuống. Cuối 2013, tỷ lệ đô la hóa đã giảm xuống 12,2%.

Đặc biệt từ năm 2015, lãi suất tiền gửi ngoại tệ tại ngân hàng đều là 0% theo

quyết định số 2589/QĐ-NHNN của NHNN về mức lãi suất tối đa đối với tiền gửi bằng

USD của tổ chức, cá nhân tại TCTD, chi nhánh ngân hàng nước ngoài. Chính sách lãi

suất này tiếp tục được duy trì cho đến nay. Việc duy trì lãi suất tiền gửi USD 0% góp

phần rất nhiều trong việc chống đôla hóa trên thị trường, làm cho người dân, doanh

nghiệp không có xu hướng nắm giữ USD mà có xu hướng bán ra, từ đó tăng nguồn cung

ngoại tệ trên thị trường, góp phần bình ổn tỷ giá . Tỷ lệ đô la hóa nền kinh tế đã giảm

xuống rõ rệt kể từ lúc các NHTM thực hiện quyết định 2589 của NHNN do tính hấp dẫn

của USD đã giảm.

Đến quý II năm 2017, tỷ lệ đô la hóa nền kinh tế đã giảm xuống chỉ còn 8,7%,

thấp hơn nhiều so với con số 23,6% đầu năm 2004. Mặc dù vậy, hiện nay, đề án mới

chống đô la hóa tiếp tục được NHNN trình Thủ Tướng phê duyệt để chuẩn bị cho giai

đoạn mới tiếp theo.

4.1.3. Thực trạng hoạt động can thiệp trung hòa tại Việt Nam

4.1.3.1. Dấu hiệu nhận biết hoạt động can thiệp trung hòa

Các công cụ để thực hiện can thiệp trung hòa của NHNN cũng đồng thời là các

công cụ để thực thi chính sách tiền tệ. Chính vì vậy, việc phân biệt NHNN sử dụng các

công cụ này cho mục đích can thiệp trung hòa hay để thực hiện các mục tiêu khác của

chính sách tiền tệ rất khó. Hơn nữa, số liệu không được công bố cụ thể. Do đó, để nhận

biết được hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN cần căn cứ vào những dấu hiệu nhất

định.

Can thiệp trung hòa xảy ra tại các thời điểm có sự thay đổi về tích lũy dự trữ ngoại

hối của NHNN. Như vậy, dấu hiệu để xác định sự can thiệp trung hòa là khi có sự biến

động lớn về NFA. Đi kèm với sự thay đổi này, có các các dấu hiệu sau tùy thuộc vào

hình thức can thiệp trung hòa:

109

Can thiệp trung hòa theo nghĩa hẹp : NFA và NDA thay đổi ngược chiều. Khi NFA

tăng, NDA giảm, kèm theo đó là các biện pháp được thực hiện để NDA giảm. Để xác

định được các hoạt động can thiệp trung hòa theo nghĩa hẹp, trước hết cần xác định các

thời điểm biến động mạnh ngược chiều của NFA và NDA trong giai đoạn nghiên cứu.

Can thiệp trung hòa theo nghĩa rộng : NFA thay đổi, kèm theo các dấu hiệu

về sự thay đổi số nhân tiền tệ trong nền kinh tế như thay đổi dự trữ bắt buộc, tăng lãi suất

tái chiết khấu, lãi suất tái cấp vốn.

Từ quý I/2004 đến quý II/2017, NFA của Việt Nam diễn biến rất phức tạp ( Hình

NFA

4.7) tùy từng giai đoạn. Theo đó, diễn biến được chia làm 3 giai đoạn chính như sau:

D N V u ệ i r T

1000000 800000 600000 400000 200000 0

1 Q 4 0 0 2

3 Q 4 0 0 2

1 Q 5 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

1 Q 6 0 0 2

3 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

3 Q 7 0 0 2

1 Q 8 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

1 Q 9 0 0 2

3 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

3 Q 0 1 0 2

1 Q 1 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

1 Q 2 1 0 2

3 Q 2 1 0 2

1 Q 3 1 0 2

3 Q 3 1 0 2

1 Q 4 1 0 2

3 Q 4 1 0 2

1 Q 5 1 0 2

3 Q 5 1 0 2

1 Q 6 1 0 2

3 Q 6 1 0 2

1 Q 7 1 0 2

DNFA

200,000

150,000

100,000

50,000

D N V u ệ i r T

-50,000

1 Q 9 0 0 2

1 Q 6 1 0 2

1 Q 4 0 0 2

3 Q 4 0 0 2

1 Q 5 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

1 Q 6 0 0 2

3 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

3 Q 7 0 0 2

1 Q 8 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

3 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

3 Q 0 1 0 2

1 Q 1 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

1 Q 2 1 0 2

3 Q 2 1 0 2

1 Q 3 1 0 2

3 Q 3 1 0 2

1 Q 4 1 0 2

3 Q 4 1 0 2

1 Q 5 1 0 2

3 Q 5 1 0 2

3 Q 6 1 0 2

1 Q 7 1 0 2

-100,000

-150,000

-200,000

Hình 4.7. Diễn biến NFA của NHNN Việt Nam giai đoạn từ quý I/ 2004 đến quý II/

2017

Nguồn : IFS 2018 và tính toán của tác giả

110

+ Giai đoạn 1: Trước khủng hoảng tài chính toàn cầu (Từ quý I/2004 đến quý

IV/2006): NFA biến động theo chiều hướng tăng nhẹ, trong đó quý I năm 2006 là biến

động tăng mạnh nhất.

+Giai đoạn 2: Khủng hoảng tài chính toàn cầu (Từ quý I/2007 đến quý IV/2008):

Đây là giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu. NFA bắt đầu tăng mạnh, đặt biệt quý

I năm 2007. Sau đó, quý I năm 2008 giảm mạnh.

+Giai đoạn 3: Sau khủng hoảng tài chính toàn cầu (Từ quý I/2009 đến quý

II/2017) .

Trong 2 năm đầu sau khủng hoảng, từ quý I năm 2009 đến quý I năm 2011, NFA

đảo chiều, có xu hướng giảm xuống do hậu quả của khủng hoảng. Sau đó, nhìn chung

NFA có xu hướng tăng dần về giá trị. Những điểm biến động tăng mạnh của NFA giai

đoạn còn lại là : Quý I năm 2012, quý IV năm 2012, quý I năm 2014, quý I năm 2015

và quý I năm 2016. Những điểm biến động giảm mạnh của NFA giai đoạn còn lại là :

Quý 2 năm 2013 và quý 3 năm 2015.

Như vậy, với sự biến động của NFA như trên, để phân tích hoạt động can thiệp

trung hòa của NHNN Việt Nam, tác giả phân chia các giai đoạn nghiên cứu tương tự và

chú ý đến các mức biến động trên.

4.1.3.2.Các công cụ can thiệp trung hòa tại Việt Nam

i) Giai đoạn trước khủng hoảng tài chính toàn cầu

Trong giai đoạn trên, NFA có xu hướng tăng dần về giá trị còn NDA lại có xu hướng

giảm ( Hình 4.8) . Điều đó cho thấy hoạt động can thiệp trung hòa đã được thực hiện,

sự tăng lên của NFA đã được trung hòa bởi sự giảm xuống của NDA.

250000000

200000000

150000000

100000000

111

D N V u ệ i r T

50000000

0 2004Q1 2004Q2 2004Q3 2004Q4 2005Q1 2005Q2 2005Q3 2005Q4 2006Q1 2006Q2 2006Q3 2006Q4

-50000000

NFA

NDA

Hình 4.8. Diễn biến NFA và NDA của NHNN từ năm 2004 đến năm 2006

Nguồn IFS (2008)

Đặc biệt, dự trữ ngoại hối bắt đầu tăng nhanh từ đầu năm 2006, đây là thời điểm cận kề

Việt Nam chính thức gia nhập WTO, thị trường tài chính bắt đầu chuẩn bị hội nhập, dòng

vốn đổ vào rất lớn. Trong giai đoạn trên, OMO là công cụ can thiệp trung hòa chủ yếu.

Số phiên giao dịch và doanh số thanh toán trên OMO đều tăng từ đầu năm 2004 đến năm

2006 ( Bảng 4.2)

112

Bảng 4.2. Tình hình giao dịch OMO của NHNN Việt Nam từ quý I năm 2004 đến

quý IV năm 2006.

Doanh Số phiên mua Số phiên bán Tổng số Số doanh Định kỳ Năm bình Mua Bán phiên số giao giao dịch Mua Bán quân/ có kỳ có kỳ dịch hẳn hẳn Phiên hạn hạn

3phiên/1tuần 2004 123 109 0 0 14 61.936 504

2005 158 150 0 6 102.479 649 3phiên/1tuần 2

3 phiên/tuần 0 3 2006 162 29 130 125.935 777 1 phiên/ngày

Nguồn : NHNN 10

Doanh số giao dịch qua hai năm từ năm 2004 đến 2006 đã tăng gấp đôi từ 61.936 tỷ

đồng lên 125.935 tỷ đồng. Tháng 11 năm 2004, giao dịch trên OMO được thực hiện 3

phiên/tuần. Nhưng đến cuối năm 2006, NHNN đã tăng số giao dịch, mỗi ngày làm việc

trong tuần đều thực hiện giao dịch chào bán. Số phiên giao dịch được tăng lên như vậy

là nhằm thực hiện trung hòa lượng nội tệ đã thanh toán cho hoạt động tích lũy dự trữ

ngoại hối của NHNN trong năm 2006.

Về dự trữ bắt buộc, tháng 7 năm 2004, NHNN đã tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc cho

tất cả các loại tiền gửi. Tuy nhiên, động thái này không nhằm mục tiêu can thiệp trung

hòa theo nghĩa rộng do NHNN tích lũy dự trữ ngoại hối. Bởi vì dự trữ ngoại hối không

tăng giai đoạn này. Đây là hoạt động thực hiện CSTT thắt chặt nhằm chống lại tình trạng

10 Trích lại từ Nguyễn Thị Hồng (2014)

113

tăng trưởng tín dụng cao trong năm 2004 so với trước đó, hạn chế lạm phát ( Quỹ Tiền

Tệ Quốc Tế, 2005).

ii) Giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu

Khủng hoảng tài chính toàn cầu xảy ra làm ảnh hưởng mạnh đến dòng vốn vào

và ra quốc gia. Việc tích lũy dự trữ ngoại hối của NHNN cũng bị tác động theo. Ngay từ

500,000,000.00

400,000,000.00

300,000,000.00

200,000,000.00

quý I năm 2007, dự trữ ngoại hối đã biến động mạnh theo chiều hướng tăng ( Hình 4.9).

D N V u ệ i r T

100,000,000.00

0.00

-100,000,000.00

NFA

DNFA

NDA

DNDA

Hình 4.9. Diễn biến NDA và NFA giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu

Nguồn : IFS (2018) và tính toán của tác giả

Tuy nhiên, đầu năm 2007, lượng tăng lên của NFA hầu như đã được bù đắp bởi sự giảm

xuống của NDA. Cùng với động thái này, số nhân tiền tệ quý II/2017 cũng có xu hướng

giảm xuống ( Hình 4.10) . Điều đó chứng tỏ NHNN đã thực hiện can thiệp trung hòa cả

theo nghĩa rộng và nghĩa hẹp để giảm bớt lượng tiền VND đưa ra nền kinh tế do hoạt

động tích lũy dự trữ ngoại hối ngay từ đầu năm 2007. Sau đó, NHNN tiếp tục tăng dự

trữ ngoại hối cho đến quý II/2008 mới bắt đầu giảm, rồi lại tiếp tục tăng lên ở những

tháng cuối năm 2008. Nhưng cũng từ quý III/2007 trở đi, dường như hoạt động can thiệp

trung hòa đã không được thực hiện đầy đủ bởi sự tăng lên của NFA luôn luôn lớn hơn

mức giảm xuống của NDA. Đặc biệt quý IV/2007, NFA tăng lên thậm chí NDA không

114

giảm mà còn tăng theo. Theo hình 4.10, số nhân tiền tệ cũng diễn biến phức tạp, theo

xu hướng tăng dần và bùng phát vào quý II/2008. Như vậy, NHNN đã không kiểm soát

tốt được biến động tiền cơ sở MB và tổng phương tiện thanh toán trong nền kinh tế khi

40.00

30.00

20.00

tích lũy dự trữ ngoại hối.

%

10.00

0.00

2006Q4 2007Q1 2007Q2 2007Q3 2007Q4 2008Q1 2008Q2 2008Q3 2008Q4

-10.00

-20.00

%DNFA

%Dmm

Hình 4.10. Biến động NFA và số nhân tiền tệ giai đoạn khủng hoảng

Nguồn: IFS (2018) và tính toán của tác giả

Năm 2007, về công cụ OMO, so với năm 2006, các chỉ tiêu đều tăng lên. Số phiên

bán tăng từ 133 phiên lên 287 phiên. Số phiên mua tăng không đáng kể. NHNN đã tăng

khối lượng tín phiếu NHNN bán ra, đa dạng hóa các kỳ hạn tín phiếu từ 14 đến 364 ngày.

Sang năm 2008, số phiên mua đã tăng vọt lên từ 68 phiên 260 phiên, trong khi đó, số

phiên bán lại giảm so với năm 2007. Nhìn nhận về số liệu trên, kết hợp với nội dung

phân tích phía trên đã cho thấy OMO được sử dụng để can thiệp trung hòa trong 6 tháng

đầu năm 2007 nhưng chưa được NHNN sử dụng can thiệp trung hòa đầy đủ trong khoảng

thời gian còn lại. NHNN sử dụng OMO chủ yếu để khắc phục những bất cập của thị

trường tiền tệ do khủng hoảng, hỗ trợ vốn cho các TCTD thực sự thiếu vốn đảm bảo khả

năng thanh khoản.

115

Trong giai đoạn khủng hoảng, NHNN đã 3 lần tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc. Lần thứ

nhất vào tháng 6 năm 2007, lần thứ hai vào tháng 2 năm 2008, lần thứ ba vào tháng 11

năm 2008. Nếu xét về mục đích can thiệp trung hòa thì cũng có thể đây là các lần NHNN

thực hiện tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc để thực hiện can thiệp trung hòa. Bởi lẽ các thời điểm

NHNN tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc đều là các thời điểm dự trữ ngoại hối tăng lên so với

thời kỳ liền kề trước nó. Tuy nhiên, điều này cũng không tránh khỏi khả năng NHNN

thực hiện tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc để kiểm soát chặt tín dụng và lạm phát bùng phát

vào cuối năm 2007. Và minh chứng rõ ràng hơn là đến tháng 12 năm 2008, khi dự trữ

ngoại hối tăng so với quý trước, thay vì tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc để giảm cung tiền,

NHNN lại giảm dự trữ bắt buộc đối với tất cả các loại tiền gửi nhằm thực thi chính sách

tiền tệ của mình. Bởi vì thời điểm này, mặc dù lạm phát vẫn còn ở mức cao nhưng đã có

xu hướng giảm, trong khi đó, tăng trưởng kinh tế đã có sự suy giảm mạnh so với năm

2007, buộc NHNN phải thực thi chính sách tiền tệ nhằm ngăn chặn đà suy giảm kinh tế.

Ngoài công cụ dự trữ bắt buộc, các công cụ khác cũng được NHNN áp dụng để

thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt trong giai đoạn này. Chẳng hạn việc tăng lãi suất

tái chiết khấu, lãi suất tái cấp vốn hay rút tiền gửi chính phủ về NHNN. Sáu tháng đầu

năm 2008, NHNN đã 2 lần thay đổi các lãi suất cơ bản, lãi suất tái cấp vốn, lãi suất chiết

khấu theo hướng tăng lên, cụ thể : NHNN tăng lần 1: Lãi suất cơ bản lên 12%/năm, lãi

suất tái cấp vốn lên 13%/năm, lãi suất chiết khấu lên 11%/năm; NHNN tăng lần 2: Lãi

suất cơ bản lên 14%/năm, lãi suất tái cấp vốn lên 15%/năm, lãi suất chiết khấu lên

13%/năm. Về tiền gửi Chính phủ tại NHNN, tháng 3 năm 2018, Thủ tướng đã chỉ đạo

việc chuyển tiền gửi kho bạc Nhà Nước tại các NHTM về NHNN, làm cho tiền gửi

chính phủ tại NHNN tăng. Điều này có nghĩa là NDA giảm . Tuy nhiên, kể từ tháng 3

năm 2008, tích lũy dự trữ ngoại hối của NHNN lại giảm mạnh đến quý IV năm 2008

mới có dấu hiệu phục hồi. Như vậy, có thể nói, đây không phải là các công cụ để sử dụng

can thiệp trung hòa kịp thời do tích lũy dự trữ ngoại hối, mà là các công cụ để NHNN

kiềm chế lạm phát trong nước.

116

D N V u ệ i r T

8E+09 7E+09 6E+09 5E+09 4E+09 3E+09 2E+09 1E+09 0 -1E+09

NFA

NDA

400,000,000.00

300,000,000.00

200,000,000.00

100,000,000.00

D N V u ệ i r T

0.00

-100,000,000.00

-200,000,000.00

DNFA

DNDA

DM2

iii) Giai đoạn sau khủng hoảng tài chính toàn cầu

Hình 4.11. Diễn biến NFA, NDA và M2 giai đoạn sau khủng hoảng tài chính toàn

cầu

Nguồn : IFS(2018) và tính toán của tác giả

Can thiệp trung hòa giai đoạn quý I /2009 đến quý I/2011

Kinh tế toàn cầu bị suy thoái nghiêm trọng kể từ quý III/2008 và tiếp diễn trong

giai đoạn này. NHTW các nước đều thực hiện chính sách tiền tệ mở rộng để hỗ trợ thanh

khoản cho các NHTM.

117

Trong giai đoạn trên, kinh tế Việt Nam cũng suy thoái do hậu quả của khủng

hoảng kinh tế toàn cầu. Với độ mở nền kinh tế cao từ khi hội nhập, nền kinh tế Việt Nam

cũng bị ảnh hưởng, các dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài có xu hướng đi ra, xuất

khẩu giảm, đã làm cho dự trữ ngoại hối của NHNN giảm. Đi kèm với việc giảm NFA

của NHNN, NDA tăng mạnh và tổng phương tiện thanh toán M2 cũng tăng ( Hình 4.11)

. Như vậy, NHNN có thực hiện can thiệp trung hòa tiền cơ sở và cung tiền khi điều tiết

trên thị trường ngoại hối.

Công cụ OMO được điều hành linh hoạt, vừa thực hiện mục tiêu can thiệp trung

hòa, vừa thực hiện được mục tiêu điều hành vĩ mô theo hướng chống suy thoái kinh tế

của NHNN. Năm 2009, số phiên giao dịch được tăng lên từ một đến hai phiên/ ngày,

trong đó chủ yếu là các phiên chào mua ( 261 phiên mua có kỳ hạn so với 69 phiên bán

hẳn). Sang năm 2010, tiếp tục thực hiện mục tiêu chính sách tiền tệ mở rộng, giao dịch

OMO dường như hoàn toàn là các giao dịch chào mua để cung ứng vốn ra thị trường.

Tổng số phiên giao dịch là 491 phiên, nhưng trong đó chỉ có duy nhất 1 phiên bán hẳn,

còn lại là 490 phiên mua có kỳ hạn. Tổng doanh số giao dịch tăng vọt so với năm 2009

( từ 917.875 tỷ đồng lên 2.101.420 tỷ đồng) và doanh số bình quân phiên cũng tăng gấp

đôi ( từ 2945 tỷ đồng /phiên lên 4.289 tỷ đồng/ phiên) . Điều đó chứng tỏ OMO là công

cụ chủ yếu để NHNN thực hiện điều tiết thị trường tiền tệ giai đoạn trên.

Về công cụ dữ trữ bắt buộc, theo đà giảm cuối năm 2008, NHNN tiếp tục giảm

dự trữ bắt buộc 2 lần vào tháng 1 và tháng 3 năm 2009. Theo đó, dự trữ bắt buộc đối với

tiền gửi có kỳ hạn dưới 12 tháng đã giảm xuống từ 6% đến 5% rồi đến 3%.

NHNN cũng tiếp tục giảm lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn từ đầu năm

2009. Lãi suất tái cấp vốn giảm từ 9,5 - 8 - 7%/năm, lãi suất tái chiết khấu từ 7,5 - 6 -

5%/năm nhằm giảm mặt bằng lãi suất cho vay, tạo điều kiện cho TCTD mở rộng tín

dụng đáp ứng nhu cầu vốn của nền kinh tế. Tuy nhiên, về cuối năm 2009 kinh tế phục

hồi và để chủ động phòng ngừa lạm phát cao trở lại NHNN, lãi suất cơ bản đã được điều

chỉnh từ 7%/năm lên 8%/năm.

118

Tiền gửi Chính phủ tại NHNN đầu năm 2009 đã giảm so với năm 2008. Con số

này không thay đổi nhiều trong năm 2009. Đến quý II năm 2010, để rút bớt tiền trong

lưu thông về, lượng tiền gửi tại Chính phủ đã tăng lên mạnh so với quý I năm 2010 (Bảng

4.3)

Bảng 4.3. Diễn biến tiền gửi Chính phủ tại NHNN từ quý I/2009 đến quý I/2011

Năm

2009Q1

2009Q2

2009Q3 2009Q4

2010Q1

2010Q2

2010Q3

2010Q4

2011Q1

29057

28959

28273

20415

33603

30244

1072

Tiền gửi

Chính

phủ

Nguồn : IFS (2018)

Như vậy, xét trong hai năm đầu sau khủng hoảng, công cụ can thiệp trung hòa

chủ yếu của NHNN vẫn là OMO. Bên cạnh đó, dự trữ bắt buộc, lãi suất tái chiết khấu,

lãi suất tái cấp vốn và tiền gửi chính phủ cũng được sử dụng để để vừa thực thi các mục

tiêu kinh tế vĩ mô, vừa thực hiện can thiệp trung hòa.

 Can thiệp trung hòa giai đoạn từ quý II/2011 đến quý II/2017

Từ quý II/ 2011 đến quý II/2017, trong vòng 6 năm, NHNN đã sử dụng đồng bộ các

công cụ của CSTT để ổn định kinh tế vĩ mô. Lạm phát từ mức 18,13% năm 2011 đã

giảm dần cho đến mức ổn định 4,4% quý II năm 2017. Nền kinh tế bắt đầu hồi phục dần

sau khủng hoảng. Chính vì vậy mà dự trữ ngoại hối tăng lên. Kể từ quý II/ 2011, NFA

bắu đầu có xu hướng đảo chiều tăng lên ( Hình 4.11), NDA có xu hướng giảm ngược

lại để cân bằng với lượng tăng lên của NFA. Mặc dù vậy, tổng phương tiện thanh toán

M2 vẫn luôn luôn tăng trong giai đoạn trên.

Nhìn chung trong giai đoạn này, OMO vẫn tiếp tục là công cụ chủ yếu để NHNN

điều hành tiền tệ và thực hiện can thiệp trung hòa. NHNN đã linh hoạt sử dụng giao dịch

mua bán hàng ngày để ổn định thị trường. Khi cần hút tiền về do các TCTD dư thừa

thanh khoản, NHNN đã sử dụng công cụ chào bán trên OMO với kỳ hạn đa dạng. Ngược

lại, khi cần đảm bảo an toàn thanh khoản cho hệ thống, hàng ngày NHNN thực hiện chào

mua GTGT với kỳ hạn ngắn để phát tín hiệu sẵn sàng hỗ trợ vốn của NHNN. Cũng trong

119

khoảng thời gian trên, hàng hóa trên OMO luôn được bổ sung cập nhật nhằm đa dạng

hóa sản phẩm trên thị trường. NHNN đã ban hành quyết định số 1127/2012/QĐ-NHNN

và quyết định số 243/2013/QĐ-NHNN sửa đổi, bổ sung quyết định số 1127 cho phép bổ

sung Trái phiếu do Tổng công ty phát triển đường cao tốc Việt nam được chính phủ bảo

lãnh và trái phiếu UBND TP Đà Nẵng phát hành vào danh mục GTCG được giao dịch

với NHNN. Tuy nhiên, trong năm 2016, NHNN hầu như không sử dụng OMO làm công

cụ can thiệp trung hòa mặc dù tích lũy dự trữ ngoại hối tăng. Trong năm này, NHNN đã

chủ động cung ứng tiền chủ yếu qua kênh mua ngoại tệ, tăng dự trữ ngoại hối khi cung

cầu ngoại tệ diễn biến thuận lợi. NHNN tiếp tục mua ngoại tệ để tăng dự trữ ngoại hối

nhưng không cần trung hòa hết nhằm tạo thanh khoản, giúp hạ mặt bằng lãi suất, hỗ trợ

cho tăng trưởng kinh tế.

Trong giai đoạn trên, dự trữ bắt buộc hầu như không thay đổi. Đến cuối năm 2015,

NHNN ban hành thông tư 23/2015/TT-NHNN về điều chỉnh tỷ lệ dự trữ bắt buộc của

TCTD và có hiệu lực từ ngày 28/1/2016. Theo đó, có hai nhóm TCTD được áp dụng.

Các TCTD thuộc diện kiểm soát đặc biệt, tỷ lệ dự trữ bắt buộc sẽ được xem xét giảm về

mức tối thiểu 0%. Các TCTD đang thực hiện phương án cơ cấu lại đã được phê duyệt,

NHNN sẽ xem xét giảm theo từng đơn vị cụ thể. Trong bối cảnh tích lũy dư trữ ngoại

hối đang tăng năm 2016, hành động trên của NHNN hoàn toàn không nhằm mục đích

can thiệp trung hòa. Như vậy, công cụ này đã không được sử dụng để can thiệp trung

hòa từ quý II năm 2011 đến quý II năm 2017. Tương tự như công cụ dự trữ bắt buộc, lãi

suất tái chiết khấu, lãi suất tái cấp vốn, tiền gửi Chính phủ đều không phải là công cụ

can thiệp trung hòa chủ yếu của NHNN giai đoạn trên.

 Nhận xét chung về các công cụ can thiệp trung hòa tại Việt Nam.

Nói tóm lại, tại Việt Nam, NHNN chủ yếu thực hiện trung hòa tiền cơ sơ khi can

thiệp trên thị trường ngoại hối bằng công cụ OMO. Theo thời gian, OMO đã dần dần

được NHNN sử dụng một cách linh hoạt để điều tiết thị trường tiền tệ, góp phần ổn định

cung tiền, kiềm chế lạm phát. Trong giai đoạn đầu khủng hoảng tài chính toàn cầu và 2

120

năm sau khủng hoảng, dự trữ bắt buộc và các công cụ khác như lãi suất tái cấp vốn, lãi

suất tái chiết khấu, tiền gửi chính phủ có phát huy tác dụng là công cụ can thiệp trung

hòa. Tuy nhiên sau đó, các công cụ này không được sử dụng kịp thời để can thiệp trung

hòa mà chỉ để thực thi chính sách tiền tệ quốc gia.

4.2. KINH NGHIỆM CAN THIỆP TRUNG HÒA CỦA NHTW MỘT SỐ NƯỚC

VÀ BÀI HỌC KINH NGHIỆM CHO VIỆT NAM

4.2.1. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa của NHTW một số nước

Cho đến nay, trên thế giới đã có nhiều bài viết nghiên cứu về can thiệp trung hòa

của các nước và rút ra bài học kinh nghiệm cho quốc gia của họ. Lee (1996) đề cập đến

kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại các nước đang phát triển như Hàn Quốc, Chi Lê,

Colombia và Tây Ban Nha. Bohnec & ctg (2007) tìm hiểu về kinh nghiệm can thiệp

trung hòa tại Slovenia. Terada-Hagiwara (2004) đánh giá kinh nghiệm can thiệp trung

hòa tại Trung Quốc và Ấn Độ. Humpage (2013) đánh giá kinh nghiệm can thiệp trên thị

trường ngoại hối tại Thụy Sỹ. Vargas & ctg (2013) phân tích can thiệp trung hòa tại

Colombia…Tại Việt Nam, Phạm Thị Tuyết Trinh & Nguyễn Thị Hồng Vinh ( 2015)

nghiên cứu về kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan và

bài học kinh nghiệm cho Việt Nam.

Khác với nghiên cứu của Phạm Thị Tuyết Trinh & Nguyễn Thị Hồng Vinh (2015)

, ngoài nghiên cứu kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại ba nước Trung Quốc, Hàn Quốc

và Thái Lan, luận án sẽ nghiên cứu thêm kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Ấn Độ và

Slovenia để có cái nhìn toàn diện hơn về hoạt động can thiệp trung hòa, từ đó, rút ra bài

học kinh nghiệm cần thiết cho Việt Nam. Xét về quản lý tiền tệ, hầu hết các quốc gia

trong giai đoạn nghiên cứu đều có nét tương đồng với Việt Nam về chế độ tỷ giá hối

đoái, đó là chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi có kiểm soát. Từ năm 1999 đến nay, Việt Nam

điều hành tỷ giá theo chế độ tỷ giá thả nổi có kiểm soát. Chính vì vậy, khi xem xét kinh

nghiệm can thiệp trung hòa của các quốc gia trên có thể rút ra được những bài học hữu

ích để áp dụng cho nền kinh tế Việt Nam. Trong trường hợp không tương đồng về chế

121

độ tỷ giá hối đoái với Việt Nam (Chẳng hạn như ở Hàn Quốc giai đoạn sau năm 1997

với chế độ tỷ giá thả nổi), việc nghiên cứu can thiệp trung hòa của các quốc gia khác

nhau cũng thấy được sự đa dạng các công cụ can thiệp trung hòa, từ đó rút ra bài học

cho Việt Nam để NHNN cân nhắc sử dụng trong những trường hợp cần thiết.

4.2.1.1. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Trung Quốc

Từ tháng 7 năm 2005, Trung Quốc đã tuyên bố chuyển từ chế độ tỷ giá hối đoái

cố định sang chế độ tỷ giá thả nổi có kiểm soát (Frankel & Wei, 2007). Cơ chế này tiếp

tục được duy trì cho đến nay. Trung Quốc cũng là một quốc gia thường xuyên có dự trữ

ngoại hối lớn nhất thế giới (Neely, 2017). Chính vì vậy, Trung Quốc có thể có nhiều

kinh nghiệm trong việc trung hòa những tác động không mong muốn trên thị trường tiền

tệ khi NHTW tích lũy dữ trữ ngoại hối.

Để duy trì chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi có điều tiết từ năm 2005, Trung Quốc đã

mua nguồn cung ngoại tệ vượt mức nhằm ngăn chặn tình trạng lên giá bất ngờ của đồng

nội tệ. Kết quả là quốc gia này đã tích lũy được dự trữ ngoại hối với tốc độ rất nhanh

(Zhang, 2010) . Năm 2006, Trung Quốc đã vượt qua Nhật Bản và trở thành quốc gia có

dự trữ ngoại hối lớn nhất trên thế giới. Đến năm 2012, dự trữ ngoại hối của Trung Quốc

đạt 3313, 59 tỷ USD, chiếm 30,28% tổng dự trữ ngoại hối của thế giới (Chung & ctg,

2014).

Bảng 4.4 cho thấy doanh số thanh toán ngoại hối ( Funds outstanding for foreign

exchange) năm 2000 là 1429.11 tỷ Nhân dân tệ (CNY), chiếm 39.16 % tiền cơ sở. Nhưng

đến năm 2012, con số này đã tăng lên đến 25853. 35 tỷ CNY, chiếm 102. 45% tiền cơ

sở. Điều này cho thấy sự độc lập chính sách tiền tệ của NHTW Trung Quốc đã bị thách

thức nghiêm trọng.

122

Bảng 4.4 Doanh số thanh toán ngoại hối, tiền cơ sở và tín phiếu NHTW của Trung

Quốc từ năm 2000 đến năm 2012

Doanh số thanh

Tín phiếu

Năm

toán ngoại hối Tiền cơ sở

Tỷ lệ (%)

NHTW phát

(3) = (1)/(2)

(1)

(2)

hành

2000

1429.11

3649.15

39.16

2001

1785.64

3985.17

44.81

2002

2322.33

4513.82

51.45

148.75

2003

3484.69

5284.14

65.95

303.16

2004

5259.26

5885.61

89.36

1107.90

2005

7121.11

6434.31

110.67

2029.60

2006

9898.03

7775.78

127.29

2974.06

2007

12837.73

10154.54

126.42

3446.91

2008

16843.11

12922.23

130.34

4577.98

2009

19311.25

14398.50

134.12

4206.42

2010

22579.51

18531.11

121.85

4049.72

2011

25358.70

22464.18

112.89

2333.67

2012

25853.35

25234.52

102.45

1388.00

Nguồn : Chung & ctg ( 2014).

Việc tiếp tục mua ngoại hối dư thừa trên thị trường ngoại hối để ổn định tỷ giá

dẫn đến tình trạng thặng dư thanh khoản trên thị trường nội tệ và gia tăng áp lực lạm

phát. Trong bối cảnh đó, NHTW Trung Quốc đã thực hiện một loạt các hoạt động can

thiệp trung hòa để giảm bớt thanh khoản và áp lực lạm phát do việc tích lũy một lượng

dự trữ ngoại hối khổng lồ. Theo báo cáo tiền tệ hàng quý của NHTW Trung Quốc, biện

pháp can thiệp trung hòa chủ yếu của Trung Quốc là nghiệp vụ thị trường mở (OMO) và

gia tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc ( Zhang, 2010).

Do thị trường giành cho trái phiếu kho bạc còn nhỏ hẹp, NHTW Trung Quốc đã

bắt đầu phát hành tín phiếu NHTW (central bank bills) để thực hiện can thiệp trung hòa,

bên cạnh công cụ nghiệp vụ thị trường mở truyền thống bằng cách bán trái phiếu chính

123

phủ và mua lại có kỳ hạn. Việc phát hành tín phiếu NHTW chính thức bắt đầu từ tháng

4 năm 2003. Giá trị tín phiếu NHTW phát hành tăng dần từ 148.73 tỷ CNY năm 2003

lên 4577.98 tỷ CNY năm 2008, sau đó có xu hướng giảm dần đến năm 2012 nhưng vẫn

còn cao (1388 tỷ CNY). (Bảng 4.4)

Ngoài việc phát hành tín phiếu NHTW cùng với nghiệp vụ bán có kỳ hạn giấy tờ

có giá trên OMO để can thiệp trung hòa, NHTW Trung Quốc phải đối mặt với sự tăng

trưởng nhanh chóng của tín dụng trong nước, điều chỉnh tỷ lệ dự trữ bắt buộc đến 41 lần

trong khoảng thời gian từ tháng 3 năm 1998 đến tháng 3 năm 2012. Trong đó, NHTW

Trung Quốc chỉ có 7 lần điều chỉnh tỷ lệ dự trữ bắt buộc khi đối mặt với khủng hoảng

tài chính tại Châu Á, khủng hoảng bất động sản ở Mỹ, và suy thoái kinh tế năm 1998,

2008 và 2011. Còn lại, NHTW Trung Quốc tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc để giải quyết vấn

đề thanh khoản vượt trội. Đến cuối năm 2012, tỷ lệ dự trữ bắt buộc đối với các định chế

tài chính vừa và nhỏ lần lượt là 20% và 16,5%.

Như cơ chế can thiệp trung hòa đã nêu ở phần 2.2.2, NHTW Trung Quốc sử dụng

OMO hoặc dự trữ bắt buộc nhằm duy trì sự ổn định của tiền cơ sở và cung tiền trong nền

kinh tế khi can thiệp mua trên thị trường ngoại hối. Chính sách can thiệp trung hòa có

hiệu quả hay không tùy thuộc vào sự ổn định của cung tiền.

Wang (2010) cho thấy trong giai đoạn từ năm 2003 đến năm 2008, Trung Quốc

gần như đã can thiệp trung hòa hoàn toàn, thậm chí can thiệp vượt mức đối với tiền cơ

sở, và dường như sự tăng dần lên của dòng vốn đã không làm suy yếu tính độc lập chính

sách tiền tệ của Trung Quốc. Tuy nhiên, hiệu quả can thiệp trung hòa thấp hơn khi khám

phá can thiệp trung hòa theo nghĩa rộng bằng việc ổn định cung tiền M2 (Hơn 10% lượng

tăng dự trữ ngoại hối không được trung hòa). Cùng kết luận tương tự về hiệu quả can

thiệp trung hòa theo nghĩa hẹp khi Chung & ctg (2014) khám phá hệ số can thiệp trung

hòa giai đoạn từ năm 2002 đến năm 2013 là -0.831. Điều này cho thấy khoản 83% sự

thay đổi của tài sản có nước ngoài ròng của NHTW đã được bù đắp bằng sự thay đổi

124

theo chiều hướng ngược lại của tài sản có trong nước ròng của NHTW. Như vậy, việc

thực hiện can thiệp trung hòa với quy mô lớn đã có hiệu quả tại quốc gia này.

Để tìm hiểu xem chính sách can thiệp trung hòa ở Trung Quốc có bền vững hay

không, các nhà nghiên cứu tiếp tục đánh giá chi phí can thiệp trung hòa. Chung & ctg

(2014) xem xét tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW Trung Quốc

bằng cách so sánh giữa tỷ lệ chi phí can thiệp trung hòa và lợi tức điều chỉnh của dự trữ

ngoại hối. Trong đó, tỷ lệ chi phí can thiệp trung hòa được xác định chủ yếu dựa vào lãi

suất tín phiếu NHTW và lãi suất tiền gửi dự trữ bắt buộc, lợi tức điều chỉnh của dự trữ

ngoại hối chủ yếu được tính bằng sự thay đổi tỷ giá danh nghĩa, tỷ lệ dự trữ bắt buộc và

lãi suất trái phiếu kho bạc Mỹ kỳ hạn 3 tháng.

Hình 4.12. Đồ thị thể hiện tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa tại

Trung Quốc từ năm 2002 đến năm 2012

Nguồn : Chung & ctg (2014)

Theo hình 4.12, kết quả cho thấy tỷ lệ chi phí can thiệp trung hòa thấp hơn lợi tức

điều chỉnh của dự trữ ngoại hối trong giai đoạn trước tháng 2 năm 2008, sau đó có sự

thay đổi. Giai đoạn còn lại từ tháng 2 năm 2008 đến năm 2012, mối liên hệ này đảo chiều

khi lợi tức điều chỉnh của dự trữ ngoại hối hầu như lớn hơn tỷ lệ chi phí can thiệp trung

hòa. Điều này chứng tỏ Trung Quốc đã phải gánh chịu chi phí can thiệp trung hòa rất lớn

trong giai đoạn sau do có một sự thay đổi rất lớn trên bảng cân đối kế toán của NHTW

125

Trung Quốc. Sự tăng trưởng của dự trữ ngoại hối lớn hơn sự phát triển nền kinh tế. Tài

khoản tiền trong lưu thông chỉ chiếm một tỷ lệ nhỏ trong tổng tài sản nợ của NHTW.

Phần lớn còn lại là tài sản nợ trong nước đòi hỏi phải trả lãi suất. Chính vì vậy, chúng đã

tạo thêm gánh nặng tài chính cho NHTW. Ngoài ra, việc phát hành tín phiếu NHTW chỉ

giúp giảm bớt thanh khoản trong ngắn hạn. Nếu NHTW Trung Quốc tiếp tục phát hành

tín phiếu để can thiệp trung hòa trong dài hạn, nó sẽ làm tăng hơn nữa gánh nặng tài

chính. Ngoài ra, trong khi việc điều chỉnh tỷ lệ dự trữ bắt buộc tăng cường tính tự chủ

của NHTW và hiệu quả chính sách can thiệp trung hòa, hoạt động can thiệp trung hòa

trong dài hạn đẩy lãi suất trên thị trường tài chính tăng lên. Điều này lại càng khuyến

khích dòng vốn nước ngoài chảy vào lại phát sinh chi phí can thiệp trung hòa và gây khó

khăn cho chính sách tiền tệ.

4.2.1.2. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Ấn Độ

Ấn Độ cũng là một trong những quốc gia có lượng dự trữ ngoại hối lớn trên thế

giới. Từ năm 1993, Ấn Độ đã chính thức áp dụng cơ chế tỷ giá hối đoái thả nổi có điều

tiết (Mohanty & Bhanumurthy, 2014). Luận án nghiên cứu can thiệp trung hòa tại Ấn

Độ trong hai năm 2003 và 2004 là hai năm có dòng vốn chảy vào rất lớn, NHTW Ấn Độ

đã phải thực hiện nhiều biện pháp can thiệp trung hòa. Dòng vốn vào lớn đã chiếm ưu

thế trong quyết định chính sách tiền tệ giai đoạn này (Terada-Hagiwara, 2004). Khác với

Trung Quốc, OMO là công cụ chủ yếu của chính sách tiền tệ tại Ấn Độ. Vì NHTW Ấn

Độ ( The Reserve Bank of India – RBI) không được phát hành tín phiếu cho chính mình,

dòng vốn vào lớn thông thường được quản lý thông qua cơ chế điều chỉnh thanh khoản

hàng ngày (Liquidity Adjustment Facility - LAF), đặc biệt là đấu giá hợp đồng mua lại

(Repo) và mua lại đảo ngược (Reserve Repo) và bổ sung bằng việc bán ngay các chứng

khoán chính phủ thông qua OMO (Mohan, 2008). Để bù đắp những tác động lên tiền cơ

sở vì mua một lượng lớn USD, RBI đã bán trái phiếu chính phủ. Doanh thu ròng của

chứng khoán chính phủ qua OMO đạt đỉnh điểm trong tháng 10/2003 đạt khoản 139 tỷ

126

Rupi trước khi cường độ can thiệp chậm lại phần nào. Sự hấp thụ ròng của thanh khoản

thông qua cơ chế điều chỉnh thanh khoản đã vượt quá 500 tỷ Rupi vào tháng 3 năm 2004.

Khi việc kiểm soát thanh khoản trở nên khó khăn hơn năm 2004, RBI tìm cách

giảm thặng dư dòng vốn vào bằng cách nới lỏng các điều kiện đầu tư ra nước ngoài và

giảm lãi suất tiền gửi của người không cư trú gửi tại các ngân hàng ở Ấn Độ. Để đối phó

với sự thiếu hụt chứng khoán nội địa, chương trình ổn định thị trường (Market

Stabilization Scheme - MSS) đã được đưa vào tháng 4 năm 2004. Theo chương trình

này, RBI có thể phát hành trái phiếu chính phủ và chứng khoán trung hạn, cũng như

được quyền kiểm soát và sử dụng nguồn tiền thu được từ hoạt động này. MSS đã trở

thành công cụ quản lý thanh khoản trong trong trung hạn, trong khi đó, LAF được sử

dụng để điều chỉnh thanh khoản căn bản hàng ngày (Mehrotra, 2013).

Nhờ nỗ lực của chính quyền, lãi suất ở Ấn Độ đã có dấu hiệu tăng trong quý II

năm 2004. Hơn nữa, việc nới lỏng các hạn chế dòng vốn ra dường như đã được các nhà

đầu tư tiếp nhận, làm cho dòng vốn ra ròng trong tháng 5 năm 2004.

Mặc dù đã nỗ lực thực hiện can thiệp trung hòa, lạm phát đã vượt quá mức 8%

vào tháng 8 năm 2004. Do đó, RBI đã phải tăng tỷ lệ dự trữ tiền mặt lên 25 điểm vào

tháng 9 năm 2004, và lên kế hoạch tăng thêm 25 điểm cơ bản vào tháng 10 năm 2004.

Như vậy, Ấn Độ cũng đã phải dựa vào các biện pháp phi thị trường để can thiệp trung

hòa khi tích lũy dự trữ ngoại hối, với mức trung bình khoản 3% GDP một năm (Lavigne,

2008) ( Hình 4.13) . Chi phí thực hiện cao có thể giải thích tại sao RBI tăng tỷ lệ dự trữ

bắt buộc. Dự trữ thắt chặt sẽ tiếp tục được thực hiện với tín dụng ngân hàng đang tăng

với tốc độ nhanh và áp lực lạm phát tăng lên.

127

Hình 4.13. Sự thay đổi tích lũy dự trữ ngoại hối và sự thay đổi lượng can thiệp

trung hòa trên GDP hàng năm của Ấn Độ từ năm 1994 đến năm 2006

Nguồn : Lavigne ( 2008)

4.2.1.3. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Hàn Quốc

Từ tháng 3 năm 1990, Hàn Quốc sử dụng hệ thống tỷ giá trung bình thị trường

(Market Average Exchange Rate System- MARS) để điều tiết tỷ giá. Theo đó, tỷ giá hối

đoái được xác định bởi sự tương tác của cung và cầu ngoại hối trên thị trường ngoại hối

trong nước. Tỷ giá giao ngay liên ngân hàng được phép di chuyển trong giới hạn trên và

dưới xung quanh tỷ giá hối đoái cơ bản mỗi ngày. Từ tháng mười hai năm 1997 đến nay,

Hàn Quốc điều hành tỷ giá theo chế độ tỷ giá thả nổi . Mặc dù vậy, NHTW Hàn Quốc

vẫn can thiệp trên thị trường ngoại hối để điều tiết tỷ giá khi cần thiết (Martin, 2009).

Quá trình tự do hóa và mở cửa thị trường tài chính đã dẫn đến sự gia tăng dòng

vốn vào từ năm 1991 (Lee, 1996). Vào năm này, khi chính quyền bắt đầu giảm bớt hạn

chế về dòng vốn vào như phát hành trái phiếu nước ngoài của các tập đoàn trong nước,

cán cân vốn đã thặng dư 4.2 tỷ USD, trong đó 3.1 tỷ đô chủ yếu từ dòng tiền đầu tư. Năm

1992, thặng dư cán cân vốn tăng lên một cách nhanh chóng đạt 8.3 tỷ USD chủ yếu là

128

do sự gia tăng mạnh mẽ các dòng đầu tư sau khi thị trường chứng khoán Hàn Quốc lần

đầu tiên mở cửa cho nhà đầu tư nước ngoài. Một yếu tố quan trọng đằng sau sự gia tăng

dòng vốn chảy vào là sự suy giảm lãi suất trên thế giới làm tăng lãi suất trong nước. Một

lượng lớn dòng vốn đầu tư nước ngoài tiếp tục chảy vào trong nước vào năm 1993. Các

nhà đầu tư nước ngoài có một niềm tin tưởng lớn vào sự cải tiến nền kinh tế trong nước

sau khi chính phủ công bố kế hoạch tự do hóa tài chính toàn diện, trong nó nội dung

chính của nó bao gồm cả tự do hóa hơn nữa về ngoại hối và giao dịch vốn.

Do dòng vốn chảy vào và nguồn vốn đầu tư mở rộng, Hàn Quốc có thể tài trợ

thâm hụt tài khoản vãng lai của mình, đủ khả năng đầu tư và tăng trưởng nhanh. Tuy

nhiên, do thặng dư cán cân vốn duy trì suốt năm 1994, kết hợp với thâm hụt cán cân

vãng lai ngày càng giảm, những ảnh hưởng gián tiếp của thặng dư cán cân vốn có thể dễ

dàng nhận thấy ở khắp mọi nơi. Tài sản có nước ngoài ròng của NHTW tăng lên đáng

kể do kết quả của việc can thiệp trên thị trường ngoại hối theo hướng thắt chặt. Tất cả

các doanh nghiệp bị yêu cầu bán hết ngoại hối có được cho ngân hàng thương mại, sau

đó, ngân hàng thương mại phải bán lại cho NHTW. Cung tiền M2 tăng lên và áp lực lạm

phát gia tăng. Bên cạnh đó, tình hình hiện tại cũng tạo áp lực gia tăng đáng kể lên tỷ giá

và có thể làm giảm khả năng cạnh tranh bên ngoài của nền kinh tế. Vì vậy, các nhà quản

lý tiền tệ đã thực hiện chính sách can thiệp trung hòa mạnh mẽ để giảm nhẹ tác động của

dòng vốn vào đến sự gia tăng giá trị đồng Won. Hoạt động can thiệp trung hòa được thực

hiện chủ yếu thông qua nghiệp vụ thị trường mở với các loại giấy tờ có giá như trái phiếu

ổn định tiền tệ ( Monetary Stabilization Bonds – MSBs), chứng khoán NHTW, trái phiếu

quỹ bình ổn tỷ giá ( Foreign Exchange Stabilization Fund Bonds – FESFs) và chứng

khoán chính phủ 11 .Chính sách can thiệp trung hòa đã làm giảm bớt áp lực nền kinh tế

sau đó. Tuy nhiên, khả năng can thiệp trung hòa trong một thời gian dài của NHTW bị

11 Đến cuối năm 1992, doanh số MSBs, FESFBs và trái phiếu kho bạc lần lượt là 20.3 triệu won, 5.5 triệu won và 1.6 triệu Won. So sánh với số liệu cuối năm 1988 là 7.2 triệu won, 0 triệu won và 0.5 triệu won ( Lee, 1996).

129

hạn chế bởi thị trường mỏng và tính thanh khoản không cao của chứng khoán chính phủ,

cũng như chi phí tài chính nặng nề. NHTW Hàn Quốc đã phải chịu những tổn thất nặng

nề về tài chính trong những năm sau đó, đặc biệt là giai đoạn những năm 2000 do hoạt

động can thiệp trung hòa gây ra (Kwon, 2013) ( Hình 4.14)

Hình 4.14. Lợi nhuận và lỗ của NHTW Hàn Quốc từ năm 2000 đến năm 2009

Nguồn: Kwon (2013)

Hình 4.14 cho thấy NHTW Hàn Quốc đã bị tổn thất tài chính nghiêm trọng trong

giai đoạn từ năm 2004 – 2007, trong đó chủ yếu là do tiền lãi trả cho MSBs. Tiền lãi trả

cho MSBs chiếm tỷ trọng từ 70-90% tổng chi phí của NHTW Hàn Quốc.

Các công cụ tiền tệ khác để thực hiện can thiệp trung hòa như hạn chế tái chiết

khấu và tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc trong thời gian này không có hiệu quả ở Hàn Quốc.

Bởi vì theo chính sách tái cấp vốn của NHTW, tín dụng tái chiết khấu để điều chỉnh

thanh khoản chỉ chiếm một phần rất nhỏ trong tổng số tiền chiết khấu. Còn dự trữ bắt

buộc trước đó đã được tăng lên nhiều lần đến mức khá cao trong giai đoạn 1987 – 1989.

Như vậy, chính sách can thiệp trung hòa chủ yếu dựa vào OMO là không bền vững tại

Hàn Quốc.

4.2.1.4. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Thái Lan

Thái Lan giữ tỷ giá hối đoái gần như gắn với đồng đô la Mỹ từ năm 1980 đến

năm 1997. Chế độ tỷ giá như vậy đã ảnh hưởng đến cán cân vãng lai và cán cân vốn của

quốc gia (Inoguchi, 2003). Từ năm 1989, cung tiền tại Thái Lan đã tăng lên đáng kể do

hậu quả của việc tích lũy dự trữ ngoại hối. Dự trữ quốc tế ròng của Thái Lan đã tăng lên

130

gần như gấp đôi đến 4.3 tỷ đô la Mỹ trong suốt năm 1989, và tiền cơ sở đã tăng từ 18%

năm 1988 lên 26 % năm 1999. Để hạn chế thặng dư thanh khoản do dòng vốn chảy

vào, NHTW Thái Lan (The Bank of Thai Lan – BOT) đã sử dụng những công cụ kiểm

soát tiền tệ truyền thống như tăng lãi suất tái chiết khấu và hạn chế khả năng tái cấp vốn

( Lee, 1996). Khi NHTW Thái Lan tăng lãi suất tái chiết khấu từ 8% lên 12% vào cuối

năm 1990, số lượng tiền tái chiết khấu cho các ngân hàng thương mại đã giảm từ 100%

xuống 50%. BOT cũng theo đuổi chính sách can thiệp trung hòa thông qua nghiệp vụ thị

trường mở. Hàng hóa giao dịch trên OMO là giấy tờ có giá do NHTW phát hành và

chứng khoán chính phủ. Năm 1987, BOT đã phát hành trái phiếu trị giá 2000 tỷ Bath

cho các Ngân hàng thương mại và Ngân hàng Chính Phủ ( Government Savings Bank)

để thực hiện can thiệp trung hòa (Inoguchi, 2003). Các hoạt động này ước tính đã hấp

thụ được 14% lượng tăng tiền dự trữ do tích lũy dự trữ ngoại hối trong giai đoạn từ năm

1988 – 1991.

Mặt khác, hoạt động can thiệp trung hòa đã đẩy lãi suất trong nước tăng mạnh và

giảm lãi suất ngoại tệ, làm cho dòng vốn vào càng tăng mạnh vào cuối năm 1990 ( Hình

4.15)

Hình 4.15. Dòng vốn vào Thái Lan giai đoạn từ năm 1991 đến năm 2006

Nguồn : Thaicharoen & Ananchotikul (2008)

Sự gia tăng mở cửa cán cân vốn của Thái Lan tại thời điểm đó càng làm cho dòng

vốn vào càng tăng. Chính sách của chính quyền phản ứng lại với luồng vốn vào bao gồm

131

ba biện pháp sau. Một là thực hiện lại việc thu thuế thu nhập 10% đối với các khoản

thanh toán cho người không cư trú nhằm hạn chế đầu tư nước ngoài vào từ tư nhân. Hai

là cho phép công dân Thái Lan được phép mở tài khoản tiền gửi ngoại tệ tại ngân hàng

thương mại Thái Lan để thực hiện đầu tư và chuyển khoản ra nước ngoài tự do lên đến

5 triệu đô la Mỹ. Ba là tự do hóa các hàng rào nhập khẩu và giảm thuế nhằm cải thiện

tình trạng thâm hụt cán cân vãng lai. Những điều chỉnh tài chính này, cùng với chính

sách can thiệp trung hòa nêu trên đã giúp Thái Lan kiểm soát thành công dòng vốn vào

năm 1992.

Từ năm 1997 đến 2005, dòng vốn vào Thái Lan giảm xuống do tác động của

khủng hoảng tài chính, sau đó, bắt đầu tăng trở lại từ năm 2006 ( Hình 4.19). Dòng vốn

vào tăng năm 2006 đã làm cho giá trị đồng Bath gia tăng. Để ngăn chặn điều này, BOT

đã can thiệp mua trên thị trường ngoại hối. Sự gia tăng dự trữ ngoại hối và thặng dư

thanh khoản phát sinh từ việc can thiệp trên thị trường ngoại hối của BOT lại tạo ra thêm

thách thức chính sách đáng kể về quản lý thanh khoản. BOT đã lựa chọn chính sách can

thiệp trung hòa bằng cách sự dụng nghiệp vụ thị trường mở, nghiệp vụ hoán đổi và

nghiệp vụ mua lại. Trong đó, công cụ được sử dụng chủ yếu là OMO với giao dịch bằng

trái phiếu do BOT phát hành.

Dự trữ quốc tế tăng nhanh làm cho chi phí can thiệp trung hòa tại Thái Lan cũng

tăng lên theo, đặc biệt là chi phí trả cho trái phiếu do BOT phát hành. Chính vì vậy,

những vấn đề về thời hạn, số lượng và lợi tức của loại chứng khoán này đã được BOT

đặc biệt quan tâm để giảm thiểu tối đa tổn thất lợi tức. Mặc dù vậy, chi phí can thiệp

trung hòa tại Thái Lan cũng rất cao. Chỉ riêng năm 2010, theo tính toán của IMF, chi

phí can thiệp trung hòa tại quốc gia này đã lên đến 0,1% GDP ( Phạm Thị Tuyết Trinh

& Nguyễn Thị Hồng Vinh, 2015). Như vậy, tương tự như các quốc gia khác, tại Thái

Lan, khi mức độ can thiệp trung hòa càng cao thì chi phí cang thiệp trung hòa cũng tăng

theo.

132

4.2.1.5. Kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại Slovenia

Kể từ khi Slovenia độc lập vào năm 1991, Slovenia đã chọn hệ thống tỷ giá hối

đoái thả nổi có kiểm soát (Lavrac, 1999). Slovenia duy trì chế độ tỷ giá này đến khi gia

nhập liên minh tiền tệ Châu Âu vào năm 2005. Trong khoảng thời gian từ năm 1992 đến

2005, Slovenia đã đối mặt với dòng vốn vào ròng với cường độ và nguồn khác nhau

(Bohnec & ctg, 2007) . Giai đoạn từ năm 1992 – 1994 , dòng vốn vào ròng từ thặng dư

cán cân vãng lai và một phần nhỏ từ vay nợ nước ngoài. Nó cũng liên quan đến việc tư

nhân hóa lĩnh vực nhà ở bằng tiền mặt ngoại tệ tiết kiệm. Từ năm 1995 – 1997, cán cân

vãng lai hầu như cân bằng và tăng cường đầu tư trực tiếp nước ngoài. Khi kết thúc quá

trình phục hồi hai ngân hàng lớn ở Slovenia, NFA của NHTW cũng tăng mạnh do cung

cấp thanh khoản cho các ngân hàng này dựa trên việc mua ngoại tệ của chúng. Trong

giai đoạn khủng hoảng tại Nga và Châu Á (1998 – 2000), nguồn cung tài chính nước

ngoài giảm đáng kể, cán cân vãng lai thâm hụt tạm thời. Giai đoạn từ năm 2001 đến

2005, giai đoạn cuối cùng của tự do hóa tài chính được thực hiện. Trong những năm này,

dòng tiền ra đã trung hòa một phần lớn dòng tiền vào quốc gia. Mặc dù vậy, tỷ lệ NFA

trên GDP tăng lên 10%, trong đó chủ yếu là do đầu tư trực tiếp nước ngoài, vay nước

ngoài của ngân hàng và dòng vốn vào bằng tiền mặt của đồng Mac Đức ( DEM) khi

đồng tiền Châu Âu (EURO) được giới thiệu ở 12 nước thành viên Châu Âu.

Slovenia đã sử dụng nhiều công cụ khác nhau để thực hiện can thiệp trung hòa.

Bao gồm chứng khoán ngoại tệ, chứng khoán kép, chứng khoán có chứng quyền và

chứng khoán nội tệ do NHTW phát hành.

Các chứng khoán ngoại tệ ( Foreign currency bills – FCB) có thể chuyển nhượng

được sẳn có như một hình thức thường trực cho các ngân hàng, và từ ngân hàng đến các

pháp nhân khác, có thời hạn thanh toán từ 2 đến 12 tháng. Mục đích của công cụ này là

để làm giảm thặng dư ngoại hối trên thị trường ngoại hối. Trước năm 1992, các doanh

nghiệp không được phép mở tài khoản tiền gửi ngoại tệ. Tháng 1 năm 1992, doanh

nghiệp được mở tiền gửi đầu tiên bằng DEM, và sau đó là USD. Đến năm 2000, các

133

doanh nghiệp được phép mở tiền gửi ngoại tệ và chứng khoán ngoại tệ chỉ được bán cho

ngân hàng. Chứng khoán ngoại tệ đã trở thành tài sản thế chấp chủ yếu trong các giao

dịch cho vay tại các ngân hàng ở Slovinea.

Chứng khoán kép (Twin bills - TB) là chứng khoán chuyển nhượng ngắn hạn

được phát hành bằng giấy cho người nắm giữ. Chúng bao gồm một phần Tolar12, giá trị

được xác định dựa vào lạm phát trong nước, và một phần ngoại tệ bằng DEM. Cả hai

phần được bán chiết khấu bằng đồng nội tệ, mỗi phần có một tỷ lệ chiết khấu khác nhau.

Khi đến hạn, một phần được thanh toán bằng Tolars, và phần thứ hai bằng ngoại tệ.

Chúng sẳn có tại ngân hàng và từ ngân hàng giao dịch đến hộ gia đình và doanh nghiệp.

Trên thị trường thứ cấp, mỗi một phần có thể được mua bán riêng biệt. Bằng cách giới

thiệu công cụ này vào năm 1992, NHTW Slovenia cũng đã cung cấp cơ hội đầu tư an

toàn cho các doanh nghiệp phi ngân hàng. Nó cũng là một cơ hội học hỏi để so sánh lợi

tức các khoản đầu tư theo nội tệ (Tolars) và ngoại tệ (DEM) trong thời kỳ mức độ đô la

hóa cao trong ngành ngân hàng. Đợt phát hành cuối cùng của chứng khoán kép diễn ra

vào tháng 4 năm 1999 và được mua lại vào tháng 3 năm 2000.

Một trong những công cụ có cấu trúc nhất được thiết kế bởi NHTW là chứng

khoán với chứng quyền ( Bill with Warrants – BW). Đây là loại chứng khoán có thể

chuyển nhượng được, được phát hành bằng giấy cho người thụ hưởng đầu tiên và sau đó

có thể chuyển nhượng bằng cách ghi sổ. Năm 1994, các công cụ tài chính vẫn được lập

chỉ mục rộng rãi hoặc được tính bằng ngoại tệ. Vì vậy, NHTW Slovinia quyết định đưa

ra chứng khoán ngắn hạn có kỳ hạn 6 tháng, được bán với giá chiết khấu theo lãi suất

danh nghĩa. Một đến năm chứng quyền sẽ đi kèm với một chứng khoán, tùy thuộc vào

kỳ hạn đầu tư. Mỗi chứng quyền hoạt động giống như một hàng rào chống lại sự gia tăng

lạm phát hay giảm lãi suất đồng nội tệ. Trong những tháng mà lạm phát cao hơn mức dự

báo, chủ chứng quyền có thể được nhận điểm thường bằng cách mua chứng khoán (

12 Đơn vị tiền tệ của Slovinea

134

không có chứng quyền ) với một mức chiết khấu nhiều hơn. Hơn nữa, trong những tháng

khi lãi suất nội tệ thấp hơn dự kiến, chủ chứng quyền sẽ được mua chứng khoán ngoại

tệ có kỳ hạn từ 180 ngày trở lên. Trong giai đoạn từ tháng 6 năm 1994 đến tháng 12 năm

1999, 14 phiên bản của chứng khoán với chứng quyền đã được phát hành.

Năm 2001, chứng khoán NHTW chỉ giành cho các ngân hàng và chỉ có thể chuyển

nhượng được giữa các ngân hàng trong nước. Có hai nguyên nhân cho vấn đề này: Một

là do lãi suất biên ngân hàng được bình thường hóa, hai là khi tự do hóa tài chính, việc

ngăn chặn đầu tư nước ngoài vào chứng khoán NHTW rất khó khăn. Để hấp thu thanh

khoản thừa từ các ngân hàng, chứng khoán nội tệ NHTW phát hành ( SIT Bills) có kỳ

hạn 2 tháng được cung cấp thường xuyên cho các ngân hàng như là một cơ sở thường

trực. Các chứng khoán có kỳ hạn 270 ngày được đấu giá hàng tuần. Chứng khoán 360

ngày chỉ được cung cấp cho các ngân hàng tham gia vào thỏa thuận liên quan đến sự can

thiệp trên thị trường ngoại hối. Đối với việc tái đầu tư tiền thu được đến ngày đáo hạn

của chứng khoán này, NHTW đã đưa ra lãi suất tiền gửi thả nổi dài hạn với kỳ hạn đến

năm 2007, sau ngày lập kế hoạch giới thiệu đồng EUR. Tiền gửi dài hạn tương tự cũng

được sử dụng để làm giảm thanh khoản dư thừa.

Bên cạnh đó, tháng 4 năm 2001, NHTW Slovenia đã ký một thỏa thuận với Bộ

Tài chính quy định sự phối hợp giữa hai tổ chức phát triển thị trường tiền tệ. Một biện

pháp cho sự phát triển của thị trường tiền tệ là việc giới thiệu Tín phiếu kho bạc kỳ hạn

1 tháng, được phát hành bởi Bộ tài chính kết hợp với NHTW Slovenia. Số tiền thu được

từ việc phát hành được gửi tại NHTW Slovenia. Công cụ này được bãi bỏ vào năm 2005,

sau khi ổn định tỷ giá được thiết lập an toàn trong cơ chế tỷ giá Châu Âu 2 (ERM 2).

Các công cụ NHTW đã sử dụng được thể hiện ở hình 4.16 dưới đây.

135

Hình 4.16 .Các công cụ hấp thu thanh khoản của NHTW Slovenia giai đoạn từ năm

1995 – 2005 , được tính bằng phần trăm trên Tổng tài sản của NHTW.

Nguồn : Bohnec & ctg ( 2007)

Theo hình 4.16, chứng khoán ngoại tệ được sử dụng chủ yếu để can thiệp trung

hòa và chiếm tỷ lệ lớn nhất trong các công cụ được sử dụng. Chứng khoán nội tệ do

NHTW phát hành mặc dù có tỷ trọng thấp hơn nhưng cũng là một công cụ can thiệp

trung hòa phổ biến của ngân hàng và vẫn được sử dụng cho đến khi nhận đồng EUR.

Các công cụ can thiệp trung hòa khác ( chứng khoán với chứng quyền, chứng khoán kép,

tiền gửi chính phủ) chiếm tỷ trọng từ 5% đến 10% tỷ trọng tổng tài sản của NHTW và

được sử dụng cho từng giai đoạn riêng biệt.

Việc áp dụng các công cụ can thiệp trung hòa trên đã giúp Slovenia hấp thu được

thanh khoản của các ngân hàng khi can thiệp trên thị trường ngoại hối. Thông thường,

chi phí tài chính nặng nề có thể làm giảm bớt các hoạt động can thiệp trung hòa và có

thể dẫn đến các tổn thất của NHTW. Tuy nhiên, từ năm 1991 đến năm 2005, chỉ có một

lần đối mặt với tổn thất trong hoạt động. Đó là năm 1998, năm thứ hai liên tiếp tăng

trưởng đáng kể của NFA của NHTW trên bảng cân đối kế toán, chi phí can thiệp trung

136

hòa rất cao. Trong khoảng thời gian này, sự kết hợp các hoạt động của chính sách tiền

tệ là được thiết kế để đối phó với chi phí cao của hoạt động can thiệp trung hòa.

4.2.2. Nhận xét chung về hoạt động can thiệp trung hòa của NHTW một số nước

trên thế giới

Một là về mục đích can thiệp trung hòa. Trong thời kỳ mở cửa hội nhập, các quốc

gia đang phát triển luôn phải đối mặt với dòng vốn từ nước ngoài vào. Dòng vốn vào có

thể trở thành một mối đe dọa nghiêm trọng cho sự ổn định tiền tệ trong nước, đặc biệt là

nếu NHTW quyết định duy trì một mục tiêu cao hơn tỷ lệ cân bằng, vì nguồn ngoại tệ

dư thừa cần phải được mua bởi NHTW để đổi lấy nội tệ. Hậu quả là mức dự trữ nội tệ

của ngân hàng có thể vượt mức, kích thích mở rộng tín dụng. Kết quả là NHTW cần phải

thu hồi thanh khoản dư thừa thông qua việc sử dụng các công cụ can thiệp trung hòa.

Như vậy, can thiệp trung hòa được sử dụng để cân bằng thanh khoản trên thị trường nội

tệ khi NHTW tích lũy ngoại tệ dư thừa trên thị trường ngoại hối.

Hai là biện pháp can thiệp trung hòa. Công cụ can thiệp trung hòa chính được tất

cả các nước ở trên sử dụng là nghiệp vụ thị trường mở. Đây là công cụ chủ yếu để thực

hiện can thiệp trung hòa ở các nước. Bên cạnh đó, một số nước còn sử dụng các công cụ

can thiệp trung hòa bổ sung khác như dự trữ bắt buộc, tiền gửi chính phủ hoặc chính

sách tái chiết khấu, hoặc các chứng khoán ngoại tệ để bình ổn thị trường. Ngoài các công

cụ can thiệp trung hòa, các biện pháp thuộc chính sách tài chính khác cũng được sử dụng

nhằm kiểm soát dòng vốn vào như ở Hàn Quốc và Thái Lan.

Ba là về hiệu quả, tính bền vững và chi phí can thiệp trung hòa. Nhìn chung, với

nỗ lực của NHTW, hoạt động can thiệp trung hòa ở các nước trên đã đạt được hiệu quả

nhất định, giảm được thặng dư thanh khoản khi họ tích lũy dự trữ ngoại hối. Tuy nhiên,

khả năng can thiệp trung hòa thì ngược lại với mức độ biến động dòng vốn quốc tế. Khi

dòng vốn chảy vào càng tăng, hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa có thể xấu đi vì

những nổ lực can thiệp trung hòa nhanh chóng bị choáng ngợp bởi dòng vốn chảy vào.

Ở hầu hết các nước nghiên cứu, hoạt động can thiệp trung hòa nhiều thì chi phí can thiệp

137

trung hòa càng cao, các nước đều phải đối mặt với vấn đề liên quan đến chi phí tài chính.

Do đó, hoạt động can thiệp trung hòa chỉ có hiệu quả trong ngắn hạn. Về lâu dài, tính

bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa bị ảnh hưởng do các NHTW khó khăn trong

việc duy trì chi phí tài chính cho hoạt động này.

4.2.3. Bài học kinh nghiệm cho Việt Nam

Từ việc tìm hiểu kinh nghiệm can thiệp trung hòa tại các nước, tác giả nhận thấy

sâu sa của vấn đề hoạt động can thiệp trung hòa nằm ở hai mặt. Thứ nhất là nội hàm bên

trong hoạt động can thiệp trung hòa về công cụ sử dụng và tính bền vững, chi phí. Thứ

hai là về nhân tố bên ngoài gây ra tình huống phải tiến hành can thiệp trung hòa. Từ đó,

tác giả đề xuất ra bài học kinh nghiệm cho Việt Nam như sau:

Thứ nhất, ưu tiên sử dụng nghiệp vụ thị trường mở là công cụ can thiệp trung hòa chủ yếu.

Như trên đã phân tích, công cụ chính được sử dụng là nghiệp vụ thị trường mở.

Đây là công cụ hiệu quả nhất để thực hiện can thiệp trung hòa mà tất cả các NHTW đều

sử dụng. Nghiệp vụ thị trường mở có tác dụng nhanh chóng, tức thời đến lượng tiền cơ

sở trong nền kinh tế, và do đó cũng phản ứng nhanh chóng đến cung tiền. Vì vậy, đối

với một quốc gia đang phát triển như Việt Nam, việc sử dụng nghiệp vụ thị trường mở

để can thiệp trung hòa là điều tốt nhất. Tuy nhiên, bất kỳ công cụ nào cũng có những hạn

chế nhất định của nó và cơ quan quản lý tiền tệ phải làm sao để hạn chế tối đa những

nhược điểm của công cụ này.

Thứ hai, giảm thiểu chi phí tài chính nhằm duy trì tính bền vững hoạt động can thiệp trung hòa.

Để duy trì tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa, cần cân nhắc giữa lợi

tức của việc nắm giữ dự trữ ngoại hối và chi phí can thiệp trung hòa. Hoạt động can thiệp

trung hòa chỉ thật sự bền vững khi chi phí cho nó không quá cao. NHTW sẽ không thể

kham nổi chi phí tài chính cho hoạt động này trong một thời gian dài.

138

Thứ ba, kiểm soát tốt dòng vốn từ nước ngoài chảy vào quốc gia.

Như trên đã phân tích, nguyên nhân chính để NHTW các nước thực hiện can thiệp

trung hòa xuất phát từ dòng vốn chảy vào quốc gia khi mở cửa, hội nhập. Để cân bằng

nội tệ trên thị trường khi NHTW mua ngoại tệ trên thị trường ngoại hối, hoạt động can

thiệp trung hòa đã được thực hiện. Tuy nhiên, chính sách can thiệp trung hòa không thể

hoạt động trong một thời gian dài khi các cú sốc là bền vững. Bời vì can thiệp trung hòa

đề cập đến hiệu ứng thay vì các nguyên nhân cơ bản gây nên các cú sốc. Can thiệp trung

hòa chỉ có hiệu quả trong ngắn hạn. Vì vậy, về lâu dài, cần có biện pháp kiểm soát tốt

dòng vốn vào, tránh những biến động quá mức để NHNN kịp thời ứng phó với những

diễn biến của thị trường.

4.3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG TÍCH LŨY DỰ TRỮ NGOẠI HỐI

ĐẾN LẠM PHÁT VÀ HIỆU QUẢ CAN THIỆP TRUNG HÒA CỦA NHNN

VIỆT NAM

4.3.1. Kết quả nghiên cứu về tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát

4.3.1.1. Kiểm định tính dừng của dữ liệu nghiên cứu

Để ước lượng bằng mô hình ARDL Bounds Test, trước hết, tác giả kiểm định tính

dừng của chuỗi dữ liệu nghiên cứu. Theo Pesaran & ctg (2001), để sử dụng được mô

hình này, trước hết các chuỗi dữ liệu vừa có chuỗi dừng ở bậc I(0), vừa có chuỗi dừng ở

bậc I(1) và không có chuỗi nào dừng ở sai phân bậc 2.

Các biến trong mô hình được kiểm định tính dừng bằng cách kiểm định nghiệm

đơn vị với ba phương pháp là Augmentd Dickey – Fuller (ADF) , Phillips – Perron (PP)

và Dicky Fuller Generalized Least Square (DFGLS). Khi xét tính dừng trên các chuỗi

gốc, cả 3 trường hợp đều được xem xét ( không có hệ số chặn, có hệ số chặn, có hệ số

chặn và xu thế). Khi xét trên các chuỗi sai phân bậc 1, do đã lấy sai phân, tính xu thế bị

loại trừ nên không xét đến trường hợp có hệ số chặn và xu thế.

Kết quả được thể hiện ở các bảng 4.5, bảng 4.6 và bảng 4.7 .

139

Bảng 4.5. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF mô hình 1

Trị thống kê t

Bậc I(0)

Bậc I(1)

Biến

Không có

Có hệ số

Không có

Có hệ số

hệ số chặn

chặn

chặn và

hệ số chặn

chặn

chặn và

xu thế

-0.86

-1.81

-2.39(**)

-4.18(***)

1.82

CPIt

-0.32

-3.81(***)

-4.2(***)

NFA* t

NDA*

-1.90(*)

-4.12(***)

-4.64(***)

2.12

-0.87

-3.29(*)

-7.56(***)

-8.26(***)

MMt

-3.09(***)

-3.02(**)

-2.97

-2.14(**)

-2.24

-2.60

-2.4(**)

-2.90(*)

-2.39(**)

-0.83

-4.01(**)

-6.15(***)

-6.69(***)

DLt

Mức ý nghĩa

1%

5%

10%

Không có hệ số chặn

-2.61

-1.94

-1.61

Giá trị tới hạn

Có hệ số chặn

-3.56

-2.91

-2.59

Có hệ số chặn và xu

-4.14

-3.5

-3.11

hướng

Ghi chú: (***): Mức ý nghĩa 1% ; (**): Mức ý nghĩa 5% ; (*): Mức ý nghĩa 10%

Nguồn : Tính toán của tác giả

140

Bảng 4.6 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo PP mô hình 1

Trị thống kê t

Bậc I(0)

Bậc I(1)

Biến

Không có

Có hệ số

Không có

Có hệ số

hệ số chặn

chặn

chặn và xu

hệ số chặn

chặn

chặn và xu

thế

4.04

-0.59

-1.33

-2.22(**)

-3.43(**)

CPIt

-4.17(***)

-7.63(***)

NFA* t

-3.78(***)

-4.39(***)

-4.76(***)

NDA*

3.12

-0.91

-3.26(*)

-8.67(***)

-12.32(***)

MMt

-3.65(***)

-3.59(***)

-3.56(**)

-3.61(***)

-6.95(***)

-9.00(***)

-7.08(***)

-0.60

-3.16

-6.12(***)

-13.13(***)

DLt

Mức ý nghĩa

1%

5%

10%

Không có hệ số chặn

-2.60

-1.94

-1.61

Giá trị tới hạn

Có hệ số chặn

-3.56

-2.91

-2.59

Có hệ số chặn và xu

-4.14

-3.49

-3.17

hướng

Ghi chú: (***): Mức ý nghĩa 1% ; (**): Mức ý nghĩa 5% ; (*): Mức ý nghĩa 10%

Nguồn : Tính toán của tác giả

141

Bảng 4.7 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo DFGLS mô hình 1

Trị thống kê t

Bậc I(0)

Bậc I(1)

Biến

Có hệ số chặn

Có hệ số

Có hệ số chặn

Có hệ số chặn và xu thế

chặn và xu

thế

0.20

-1.91

-4.13(***)

CPIt

-1.53

-4.30(***)

NFA* t

NDA*

-1.80(**)

-2.33

-0.25

-3.36(**)

-8.13(***)

MMt

-2.62(***)

-2.78(***)

-2.80(***)

-2.92

-2.80(***)

-3.77(***)

DLt

Mức ý nghĩa

1%

5%

10%

Có hệ số chặn

-2.61

-1.94

-1.61

Giá trị tới

hạn

Có hệ số chặn

-3.76

-3.18

-2.88

và xu hướng

Ghi chú : Ghi chú: (***): Mức ý nghĩa 1% ; (**): Mức ý nghĩa 5% ; (*): Mức ý

nghĩa 10%

Nguồn : Tính toán của tác giả

Kết quả cho thấy theo 3 phương pháp kiểm định, các biến NFA, NDA, Y và V

đều có trường hợp dừng ở Bậc I(0) với các mức ý nghĩa 1%, 5% hoặc 10%. Các biến

CPI, MM dừng ở bậc I(1); riêng biến DL dừng ở bậc I(1) với kiểm định ADF và PP,

dừng ở bậc I(0) với kiểm định DFGLS. Như vậy, dữ liệu nghiên cứu thỏa điều kiện để

sử dụng mô hình ARDL Bounds Test.

142

4.3.1.2. Kết quả kiểm định đồng liên kết

Chạy mô hình ARDL bằng phần mềm Eviews 9, kết quả cho thấy độ trễ tối ưu

của các biến trong mô hình theo tiêu chuẩn Schwarz Criterion (SC) là ARDL(2, 1, 2,

3, 4, 1, 2). Kết quả thể hiện ở Bảng 4.8

Bảng 4.8: Kết quả chạy mô hình ARDL

Sai số

Trị thống

Biến

Hệ số

chuẩn

kê t

Giá trị P

CPI(-1)

1.147319

0.119327

9.614899

0.0000

CPI(-2)

-0.426621

0.110957

-3.844911

0.0006

NFA_AD

0.057566

0.020834

2.763019

0.0100

NFA_AD(-1)

0.048671

0.014965

3.252378

0.0030

NDA_AD

0.009273

0.026252

0.353232

0.7266

NDA_AD(-1)

0.070386

0.026058

2.701095

0.0116

NDA_AD(-2)

0.072564

0.022991

3.156203

0.0038

0.014018

0.008315

1.685932

0.1029

MM(-1)

-0.002757

0.008214

-0.335599

0.7397

MM(-2)

0.019933

0.008018

2.486146

0.0191

MM(-3)

0.026536

0.007911

3.354158

0.0023

-0.005037

0.002369

-2.126353

0.0424

Y(-1)

0.000372

0.002751

0.135292

0.8933

Y(-2)

-0.003849

0.003954

-0.973222

0.3388

Y(-3)

-0.008277

0.004467

-1.852788

0.0745

Y(-4)

0.022719

0.003513

6.466909

0.0000

0.057480

0.023917

2.403295

0.0231

V(-1)

0.055027

0.016340

3.367545

0.0022

0.048147

0.024757

1.944779

0.0619

DL(-1)

0.012408

0.036795

0.337234

0.7385

DL(-2)

-0.167291

0.030499

-5.485137

0.0000

0.075434

0.079128

0.953317

0.3486

R-squared

0.999599 Mean dependent var

1.098350

Adjusted R-squared

0.999299 S.D. dependent var

0.331127

S.E. of regression

0.008767 Akaike info criterion

-6.335549

Sum squared resid

0.002152 Schwarz criterion

-5.494259

Log likelihood

180.3887 Hannan-Quinn criter.

-6.015181

F-statistic

3327.582 Durbin-Watson stat

1.697823

Prob(F-statistic)

0.000000

143

Nguồn : Tính toán của tác giả

Hệ số R bình phương của mô hình rất cao ( R2 = 0.999599) chứng tỏ mô hình có

đa cộng tuyến. Hơn nữa, khi xem xét lại ma trận hệ số tương quan giữa các biến, có

hiện tượng tương quan cao giữa hai biến MM và DL. Ma trận hệ số tương quan giữa các

biến được thể hiện ở bảng 4.9:

144

Bảng 4.9. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến

Hệ số tương quan

NDA_AD NFA_AD

Giá trị P

NDA_AD

1.000000

-----

NFA_AD

-0.170348 1.000000

0.2181

-----

-0.275140 -0.696227 1.000000

0.0441

0.0000

-----

-0.277079 -0.115108 0.044692 1.000000

0.0425

0.4072

0.7483

-----

-0.138412 0.001826 0.408424 -0.057000 1.000000

0.3182

0.9895

0.0022

0.6822

-----

0.335837 -0.160872 -0.398668 -0.006362 -0.922135 1.000000

0.0130

0.2452

0.0028

0.9636

0.0000

-----

Nguồn : Tính toán của tác giả

Theo bảng 4.9, hệ số tương quan giữa biến MM và DL là -0.92 (giá trị tuyệt đối

lớn hơn 0.8) vì vậy, có hiện tượng đa cộng tuyến giữa hai biến này trong mô hình.

Theo quy tắc kinh nghiệm của Lawrence (1962), kinh nghiệm này cho là vấn đề

đa cộng tuyến là một vấn đề phức tạp chỉ khi R2 có được từ một hàm hồi quy phụ trợ có

giá trị lớn hơn R2 hàm hồi quy chính. Hay nói một cách khác, hiện tượng đa cộng tuyến

được bỏ qua nếu như hệ số R2 mô hình hồi quy chính lớn hơn tất cả hệ số R2 mô hình

hồi quy phụ. Vì vậy, tác giả tiếp tục tiến hành hồi quy phụ các biến độc lập trong mô

hình để xét xem vấn đề đa cộng tuyến có được bỏ qua hay không.

145

Mô hình ARDL(2, 1, 2, 3, 4, 1, 2) theo các biến được thể hiện lại như sau :

CPI = C + CPI(-1) + CPI(-2) + NFA_AD + NFA_AD(-1) + NDA_AD + NDA_AD(-1)

+ NDA_AD(-2) + MM + MM(-1) + MM(-2) + MM(-3) + Y + Y(-1) + Y(-2)+ Y(-3) +

Y(-4) + V + V(-1) + Dl + Dl(-1) + Dl(-2) + ut (4.1)

Tiến hành hồi quy phụ bằng cách lần lượt hồi quy mỗi biến độc lập trong phương

trình (4.1) theo các biến độc lập còn lại, tác giả thu được kết hệ số R2 của các hàm hồi

quy phụ như sau :

Bảng 4.10. Hệ số R bình phương các mô hình hồi quy phụ

Biến Hệ số R2 mô hình Biến Hệ số R2 mô hình

hồi quy phụ hồi quy phụ

CPI(-1) 0.999009 Y 0.762435

CPI(-2) 0.998861 Y(-1) 0.817025

NFA_AD 0.969836 Y(-2) 0.909938

NFA_AD(-1) 0.942460 Y(-3) 0.916159

NDA_AD 0.885770 Y(-4) 0.853905

NDA_AD(-1) 0.883607 V 0.968959

NDA_AD(-2) 0.840942 V(-1) 0.943022

MM 0.977234 DL 0.986880

MM(-1) 0.977193 DL(-1) 0.994157

MM(-2) 0.976357 DL(-2) 0.991556

MM(-3) 0.976362

Nguồn : Tính toán của tác giả

Theo bảng 4.10, các hệ số R2 mô hình hồi quy phụ đều nhỏ hơn hệ số R2 mô

hình hồi quy chính. Như vậy, hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình được bỏ qua.

Tác giả tiếp tục thực hiện các kiểm định tiếp theo.

146

Tiến hành kiểm định Bounds Test tác giả thu được kết quả như sau:

Bảng 4.11. Kết quả kiểm định Bounds Test

Số Giá trị thống kê Giá trị giới hạn của các đường bao

F bậc

K F Statistic 1% 2.5% 5% 10%

6 10.51 I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1)

2.88 3.99 2.55 3.61 2.27 3.28 1.99 2.94

Nguồn : Tính toán của tác giả

Như vậy, kết quả giá thống kê F lớn hơn giá trị giới hạn của các đường bao ở các

mức ý nghĩa từ 1% đến 10%. Điều này chứng tỏ có mối quan hệ đồng liên kết dài hạn

giữa các biến trong mô hình.

Để xác định độ tin cậy của mô hình, tác giả tiếp tục các kiểm định chuẩn đoán

bao gồm : Kiểm định phương sai thay đổi, tự tương quan, phân phối chuẩn của phần dư

và kiểm tra tính ổn định của mô hình bằng kiểm định tổng tích lũy của phần dư (CUSUM

test) và tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư (CUSUMSQ test) của phương trình ECM

(3.10). Kết quả thể hiện ở Bảng 4.12 và Hình 4.17

Bảng 4.12. Kết quả các kiểm định chuẩn đoán

STT Kiểm định Giá trị thống kê

Phương sai thay đổi Prob(F21,28) = 0.57 1

(Heteroskedasticity Test: ARCH)

Tự tương quan Prob( F4,24) = 0.49 2

(Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test)

Phân phối chuẩn của phần dư Jarque Bera = 2.13 3

( Histogram Normality Test) Prob = 0.34

Nguồn: Tính toán của tác giả

147

Hình 4.17 . Kết quả kiểm định tổng tích lũy của phần dư và tổng tích lũy hiệu chỉnh

của phần dư

Nguồn : Tính toán của tác giả

Kết quả cho thấy phần dư mô hình không có tự tương quan, không có phương sai

thay đổi, phần dư có phân phối chuẩn. Ngoài ra, tổng tích lũy của phần dư và tổng tích

lũy hiệu chỉnh của phần dư đều nằm trong dải tiêu chuẩn với mức ý nghĩa 5%. Điều đó

chứng tỏ mô hình sử dụng là tin cậy và ổn định.

Sau khi thỏa các điều kiện kiểm định chuẩn đoán, tác giả tiếp tục ước lượng hệ số

điều chỉnh trong ngắn hạn của CPI để trở về trạng thái cân bằng và các hệ số của phương

trình dài hạn, kết quả thu được ở Bảng 4.13 như sau :

148

Bảng 4.13. Kết quả ước lượng hệ số dài hạn và hệ số điều chỉnh

Hệ số Sai số chuẩn Trị thống kê t Prob. Biến

0.38 (***) 0.11 3.23 0.0031 NFA*

0.54(***) 0.15 3.43 0.0019 NDA*

0.20(***) 0.02 7.11 0.0000 mm

0.02(**) 0.00 2.15 0.0396 Y

0.40(***) 0.12 3.33 0.0024 V

Hệ số điều chỉnh

-0.38(***) 0.05 -7.18 0.0000 DL

ECt-1

-0.28 (***) 0.02 -10.25 0.0000

Nguồn : Tính toán của tác giả

Hệ số điều chỉnh ECt-1 = -0.28 chứng tỏ khi lạm phát vượt ra khỏi mức cân bằng

, hệ số điều chỉnh âm sẽ kéo lạm phát về mức cân bằng dài hạn với tốc độ điều chỉnh là

28 % và cần thời gian là 1/0.28 = 3.6 kỳ ( khoảng gần một năm) để trợ lại trạng thái cân

bằng trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi. Kết quả cũng cho thấy trong dài

t, NDA*

t, mm, Y , V tác động dương đến CPI, riêng DL có tác động âm đến

hạn, NFA*

CPI trong giai đoạn nghiên cứu.

Bên cạnh đó, để đánh giá tác động ngắn hạn tích lũy dự trữ ngoại hối và đô la hóa

đến lạm phát, tác giả tiếp tục tiến hành kiểm định Wald của hệ số các biến NFA* và DL

trong phương trình sai phân (3.8), kết quả thu được như sau:

149

Bảng 4.14. Kết quả kiểm định Wald các hệ số phương trình sai phân

Kiểm định Wald Biến

Trị thống kê t Prob

NFA* 5.49 0.000

DL 8.08 0.000

Nguồn : Tính toán của tác giả

Như vậy, kết quả đều cho thấy bác bỏ giả thuyết H0 là các hệ số các biến NFA* và DL

trong phương trình sai phân (3.8) bằng 0. Điều đó chứng tỏ các hệ số này khác không.

Do đó, trong ngắn hạn, cả NFA* và DL đều có tác động đến CPI

4.3.1.3. Kiểm nghiệm tính ổn định của kết quả ước lượng

Để kiểm nghiệm tính ổn định của mô hình và kết quả ước lượng ( Robustness

Test), tác giả ước lượng lại mô hình với giai đoạn từ quý II năm 2007 đến quý II năm

2017 (Ngắn hơn 3 năm so với ước lượng ban đầu của luận án). Kết quả cho thấy độ trễ

tối ưu của các biến trong mô hình ARDL là ARDL(2, 1, 2, 3, 4, 1, 2). Các biến trong

mô hình vẫn có mối quan hệ đồng liên kết sau khi kiểm định Bounds Test. Uớc lượng

các hệ số dài hạn cho thấy NFA vẫn tác động dương đến CPI ( Hệ số là 0.47) và DL tác

động âm đến CPI ( Hệ số là -0.33). Hệ số điều chỉnh ECt-1 là -0.24 và có ý nghĩa thống

kê. Tiếp tục kiểm định Wald để kiểm định các hệ số NFA* và DL nhằm xác định tác

động ngắn hạn của NFA* và DL lên CPI, kết quả đều thể hiện bác bỏ giả thuyết H0 là

các hệ số này bằng 0. Như vậy, vẫn giống như nghiên cứu ban đầu, NFA* và DL đều có

tác động ngắn hạn đến CPI. Điều này cho thấy mô hình ARDL Bounds Test được sử

dụng và kết quả tác động ngắn hạn và dài hạn của tích lũy dự trữ ngoại hối và đô la hóa

đến lạm phát là đáng tin cậy.

150

4.3.1.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu

Như vậy, trong ngắn hạn, tích lũy dự trữ ngoại hối có tác động đến lạm phát. Bên

cạnh đó, tích lũy dự trữ ngoại hối tác động cùng chiều đến lạm phát trong dài hạn, điều

này chứng tỏ tích lũy dự trữ ngoại hối tăng sẽ làm cho lạm phát tăng. Kết quả này tương

tự với các nghiên cứu thực nghiệm ở các nước khác và trên thế giới như Heller (1976),

Steiner (2009), Lin & Wang (2005), Chen & Huang (2012). Các nghiên cứu thực nghiệm

này đều đề cập nguyên nhân tích lũy dự trữ ngoại hối làm lạm phát tăng là do cung tiền

tăng như cơ chế đã nêu ở phần 2.2.1.1. Tại Việt Nam cũng tương tự, từ năm 2000 đến

nay, cung tiền luôn là một trong những nguyên nhân được nhắc tới làm tăng lạm phát.

Đặt biệt năm 2007, khi NHNN tích trữ một lượng dự trữ ngoại hối lớn ( 10 tỷ USD )

nhưng không hút tiền đồng về đã làm cho cung tiền trong nền kinh tế tăng, làm lạm phát

năm 2008 lên đến 23%.

Kết quả nghiên cứu ngược lại với kết quả của Chaudhry & ctg (2011) với kết

luận tích lũy dự trữ ngoại hối có quan hệ nghịch chiều với lạm phát tại Pakistan. Bởi vì

trường hợp của Pakistan khác với các nước đang phát triển trong đó có Việt Nam. Theo

Chaudhry & ctg (2011), các nước đang phát triển có thu nhập cao hơn và các nước có

nhập khẩu đàn hồi nhiều hơn. Nhập khẩu của Pakistan dựa trên lương thực, dầu thô,

nguyên liệu nông nghiệp, máy móc và thuốc men … và tất cả các hàng nhập khẩu ít

nhiều đều dựa vào dự trữ ngoại hối. Suy giảm dự trữ ngoại hối lần lượt làm giảm ngay

lập tức nhập khẩu các nguyên liệu thô công nghiệp và nông nghiệp và tạo ra một cú sốc

làm nâng cao mức giá.

Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam, bằng cách tiếp cận mô hình Var, Phạm

Thị Tuyết Trinh (2015) cho thấy, tích lũy dự trữ ngoại hối làm lạm phát bắt đầu tăng từ

quý thứ 3 và đạt cân bằng mới từ quý thứ 7 ở mức 1.1% đơn vị. So với nghiên cứu này,

kết quả nghiên cứu của luận án chỉ rõ hơn về tác động ngắn hạn và dài hạn của tích lũy

dự trữ ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam. Điều này có thể do sự khác biệt về giai đoạn

nghiên cứu và phương pháp ước lượng. Phạm Thị Tuyết Trinh (2015) nghiên cứu về tác

151

động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam giai đoạn từ quý I/2000 đến

quý II/2014, còn luận án nghiên cứu giai đoạn từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017.

Với khoảng thời gian khác nhau, mức độ tác động sẽ khác nhau. Từ năm 2000 đến năm

2004, nhìn chung, dự trữ ngoại hối tại Việt Nam biến động không nhiều, tích lũy dự trữ

ngoại hối chậm. Ngược lại, giai đoạn từ quý II năm 2014 đến quý II năm 2017, nhìn

chung, dự trữ ngoại hối liên tục có xu hướng tích lũy tăng lên ngoại trừ giai đoạn năm

2015. Chính vì vậy, tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát trong luận án thể

hiện rõ ràng hơn so với nghiên cứu của Phạm Thị Tuyết Trinh (2015). Hơn nữa, khi tiếp

cận bằng mô hình VAR, nghiên cứu không thể đánh giá được tác động ngắn hạn và dài

hạn giữa biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình như mô hình ARDL Bounds Test

luận án đã sử dụng.

Kết quả nghiên cứu cho thấy các biến NDA* và mm tác động cùng chiều với lạm

phát trong dài hạn. Điều này cũng phù hợp với giả thuyết nghiên cứu và diễn biến nền

kinh tế Việt Nam. Sự thay đổi của NDA* và mm ảnh hưởng đến cung tiền trong nền kinh

tế. Khi NHNN thực hiện chính sách tiền tệ mở rộng, NDA* và MM tăng, dẫn đến cung

tiền tăng và ảnh hưởng đến lạm phát. Diễn biến tiền tệ và lạm phát trong nền kinh tế giai

đoạn năm 2010 - 2011 thể hiện rõ mối liên hệ trên. Lạm phát cuối năm 2011 tăng 18,13%

tăng hơn mức 11,75% của năm 2010, đồng thời lạm phát bình quân đạt 18,58% so với

mức tương ứng 9,19% năm 201013. Lạm phát năm 2011 tăng cao so với năm 2011 do

chịu tác động đồng thời từ các yếu tố bên cung và bên cầu. Trong các nguyên nhân làm

tăng lạm phát năm 2011 có nguyên nhân xuất phát từ tác động trễ của chính sách tiền tệ

nới lỏng năm 2010. Từ quý II năm 2010 đến quý IV năm 2011, khoản cho tổ chức tín

dụng vay của NHNN liên tục tăng so với trước đó (tăng từ 95.730.973 triệu VND quý II

năm 2010 lên 152.361.790 triệu VND quý IV năm 201114) làm cho NDA của NHNN

tăng. Đồng thời cũng trong năm 2010, NHNN duy trì các tỷ lệ dự trữ bắt buộc đối với

13 Theo báo cáo thường niên của NHNN năm 2011. 14 Theo IFS (2018)

152

tiền gửi VND ở mức thấp, cụ thể kỳ hạn dưới 12 tháng là 3% và kỳ hạn từ 12 tháng trở

lên là 1% nhằm thực hiện nghị quyết của Chính phủ về việc giảm lãi suất cho vay. Bên

cạnh đó, NHNN cũng ban hành thông tư số 20/2010/TT-NHNN nhằm giảm tỷ lệ dự trữ

bắt buộc cho các TCTD cho vay phát triển nông nghiệp, nông thôn. Trong năm 2010 đã

có 4 TCTD được giảm tỷ lệ dự trữ bắt buộc theo thông tư số 20/2010/TT-NHNN với

tổng số tiền phải dự trữ bắt buộc giảm khoảng 2.200 tỷ VND. Việc giảm tỷ lệ dự trữ bắt

buộc như trên làm cho số nhân tiền tệ MM tăng ( từ 4.5 đầu năm 2010 lên 5.7 vào quý

III năm 2011). NDA của NHNN tăng cộng với số nhân tiền tệ MM tăng đã làm lạm phát

tăng trong năm 2011.

Độ lệch sản lượng Y và tốc độ vòng quay tiền tệ V cũng tác động cùng chiều với

lạm phát trong dài hạn. Tương tự như hai biến mm và NDA*, kết quả này cũng phù hợp

vớ giả thuyết nghiên cứu và tình hình kinh tế Việt Nam. Từ năm 2014 đến năm 2017,

tốc độ vòng quay tiền tệ biến động không nhiều, còn độ lệch sản lượng thay đổi phức tạp

( Hình 4.18)

Diễn biến tốc độ vòng quay tiền tệ và độ lệch sản lượng tại Việt Nam từ Q1/2004 đến Q2/2017

3 Q 5 0 0 2

1 Q 1 1 0 2

1 Q 4 0 0 2

3 Q 4 0 0 2

1 Q 5 0 0 2

1 Q 6 0 0 2

3 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

3 Q 7 0 0 2

1 Q 8 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

1 Q 9 0 0 2

3 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

3 Q 0 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

1 Q 2 1 0 2

3 Q 2 1 0 2

1 Q 3 1 0 2

3 Q 3 1 0 2

1 Q 4 1 0 2

3 Q 4 1 0 2

1 Q 5 1 0 2

3 Q 5 1 0 2

1 Q 6 1 0 2

3 Q 6 1 0 2

1 Q 7 1 0 2

4 3 2 1 0 -1 -2 -3

V (%)

Y ( Tỷ VND)

Hình 4.18. Diễn biến tốc độ vòng quay tiền tệ và độ lệch sản lượng tại Việt

Nam từ Q1/2004 đến Q2/2017

Nguồn : IFS (2018) và tính toán của tác giả

153

Tuy biến động không nhiều nhưng tốc độ vòng quay tiền tệ V ở giai đoạn cuối ( từ 2015

đến 2017) có xu hướng giảm nhẹ. Tốc độ vòng quay tiền tệ giảm do mức tăng của GDP

thấp hơn mức tăng của tổng phương tiện thanh toán, nhu cầu trao đổi của nền kinh tế

giảm. Lạm phát năm 2015 cũng giảm xuống mức kỷ lục, thấp nhất trong vòng 15 năm

trước đó. Độ lệch sản lượng biến động phức tạp, trong đó tăng mạnh vào giai đoạn 2007

-2008. Cùng với thời điểm trên, lạm phát trong nước cũng tăng, diễn biến phức tạp.

Trong suốt thời gian qua, đô la hóa luôn là một vấn đề được NHNN quan tâm và

thực hiện nhiều biện pháp để chống đô la hóa nền kinh tế bởi những tác hại của nó đến

kinh tế vĩ mô. Đô la hóa tăng, ngoại tệ được sử dụng phổ biến sẽ làm cho người dân mất

niềm tin vào VND. Nền kinh tế sẽ phụ thuộc nhiều vào chính sách tiền tệ nước ngoài vì

NHNN không có chức năng phát hành ngoại tệ. Về dài hạn, đô la hóa tác động tiêu cực

đến tăng trưởng kinh tế, gây khó khăn trong việc điều hành chính tiền tệ, chính sách tỷ

giá và sự an toàn của hệ thống ngân hàng (Trần Văn Hùng & Lê Thị Mai Hương, 2014).

Từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017, sau 13 năm, tỷ lệ đô la hóa đã giảm từ 24%

xuống 0.9% ( Hình 4.19). Cho đến nay, có thể nói quá trình chống đô la hóa nền kinh tế

của NHNN đã thành công, đem lại kết quả nhất định.

%

200 150 100 50 0

1 Q 4 0 0 2

3 Q 4 0 0 2

1 Q 5 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

1 Q 6 0 0 2

3 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

3 Q 7 0 0 2

1 Q 8 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

1 Q 9 0 0 2

3 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

3 Q 0 1 0 2

1 Q 1 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

1 Q 2 1 0 2

3 Q 2 1 0 2

1 Q 3 1 0 2

3 Q 3 1 0 2

1 Q 4 1 0 2

3 Q 4 1 0 2

1 Q 5 1 0 2

3 Q 5 1 0 2

1 Q 6 1 0 2

3 Q 6 1 0 2

1 Q 7 1 0 2

Axis Title

Tỷ lệ đô la hóa (%)

Tốc độ phát triển chỉ số giá tiêu dùng (%)

Hình 4.19. Diễn biến đô la hóa và chỉ số giá tiêu dùng từ quý I/2004 đến quý

II/2017.

Nguồn : IFS (2018) và tính toán của tác giả

154

Xét về mối liên hệ giữ đô la hóa và lạm phát, kết quả ước lượng cho thấy đô la

hóa tác động đến lạm phát trong ngắn hạn và trong dài hạn, đô la hóa tác động ngược

chiều với lạm phát. Hay nói một cách khác, trong dài hạn, đô la hóa giảm thì sẽ làm cho

lạm phát tăng. Điều này cũng phù hợp với diễn biến thực trạng đô la hóa và lạm phát ở

Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu .Theo hình 4.19, so với năm gốc 2010, từ năm

2004 đến nay, chỉ số giá tiêu dùng luôn luôn luôn có xu hướng tăng, trong khi đó, tỷ lệ

đô la hóa lại có xu hướng giảm. Theo lý thuyết, khi nền kinh tế có đô la hóa một phần,

đô la hóa tăng sẽ làm cho lạm phát tăng hoặc giảm tùy trường hợp. Tại Việt Nam, kết

quả nghiên cứu thực nghiệm ở đây cho thấy kết quả đô la hóa tác động ngược chiều với

lạm phát . Kết quả nghiên cứu ngược lại với kết luận của Yeyati (2006), Bahmani &

Domac (2003) và đồng quan điểm với nghiên cứu của Berg & ctg (2003), Gruben &

Mcleod (2004), Reinhart & ctg (2003). Điều này là do khi đô la hóa giảm, việc nắm giữ

ngoại tệ của người dân sẽ giảm15. Do đó, họ có thể bán lại ngoại tệ cho TCTD, chuyển

từ hình thức tích trữ ngoại tệ sang nội tệ. Khi đó, các TCTD có thể bán lại ngoại tệ cho

NHNN làm cho tích lũy dự trữ ngoại hối của NHNN tăng lên. Kết quả tác động đô la

hóa đến tích lũy dự trữ ngoại hối tại Việt Nam cũng được thể hiện trong kết quả nghiên

cứu ở mô hình ước lượng hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam ở phần

4.3.2.2. Khi tích lũy dự trữ ngoại hối tăng lại làm cho lạm phát tăng do tác động cùng

chiều của tích lũy dự trữ ngoại hối lên lạm phát như kết luận về mối liên hệ này ở trên.

áp dụng.

15 Hiện tượng này thể hiện rõ kể từ sau chính sách lãi suất 0% đối với tiền gửi USD được NHNN

155

4.3.2. Kết quả nghiên cứu về hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa

4.3.2.1.Kiểm định tính dừng của dữ liệu nghiên cứu

Trước khi thực hiện ước lượng 2SLS, với dữ liệu chuỗi thời gian, tác giả tiến hành

kiểm định nghiệm đơn vị để đảm bảo các chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng. Ba phương pháp

được sử dụng để kiểm định nghiệm đơn vị là Augmentd Dickey – Fuller (ADF) , Phillips

– Perron (PP) và Dicky Fuller Generalized Least Square (DFGLS). Đối với các biến

không lấy sai phân, tác giả kiểm định cả trường hợp có hệ số chặn và xu thế. Đối với

các biến lấy sai phân (detla), do tính xu thế của chuỗi đã bị loại trừ nên tác giả không xét

đến trường hợp có hệ số chặn và xu thế. Kết quả được thể hiện ở các bảng dưới đây:

156

Bảng 4.15. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF mô hình 2

Biến Trị thống kê t

Không có hệ Có hệ số chặn Có hệ số chặn và xu thế

số chặn

-7.53(***) -7.73(***) - NDA* t

-2.06(**) -10.63(***) - NFA* t

-7.34(***) -8.11(***) - mmt

-2.59(**) -4.17(***) - CPIt-1

-3.38(***) -3.33(**) -3.37(*) Yt-1

-5.56(***) -5.53(***) -5.71(***) CAt-1

-6.14(***) -6.66(***) - DLt_1

t+Eet+1)

-3.41(***) -3.38(**) -  (r*

-5.74(***) -5.89(***) -5.86(***) (d1-1)r,t-1

-6.92(***) -6.85(***) -6.80(***) (d2-1)e,t-1

Mức ý nghĩa 1% 5% 10%

Không có hệ -2.61 -1.94 -1.61

số chặn Giá trị tới hạn Có hệ số chặn -3.56 -2.91 -2.59

Có hệ số chặn -4.14 -3.5 -3.11

và xu hướng

Ghi chú: (***): Mức ý nghĩa 1% ; (**): Mức ý nghĩa 5% ; (*): Mức ý nghĩa 10%

Nguồn : Tính toán của tác gi

157

Bảng 4.16. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo PP mô hình 2

Biến Trị thống kê t

Không có hệ Có hệ số chặn Có hệ số chặn và xu thế

số chặn

-7.53(***) -7.73(***) - NDA* t

-6.29(***) -6.87(***) - NFA* t

-8.92(***) -12.09(***) - mmt

-1.7(*) -2.8(*) - CPIt-1

-3.65(***) -3.62(***) -3.51(**) Yt-1

-5.62(***) -5.60(***) -5.72(***) CAt-1

-6.10(***) -10.58(***) - DLt_1

t+Eet+1)

-3.49(***) -3.46(**) -  (r*

-5.88(***) -6.02(***) -5.99(***) (d1-1)r,t-1

-6.91(***) -6.84(***) -6.78(***) (d2-1)e,t-1

Mức ý nghĩa 1% 5% 10%

Không có hệ -2.60 -1.94 -1.61

số chặn Giá trị tới hạn Có hệ số chặn -3.56 -2.91 -2.59

Có hệ số chặn -4.14 -3.49 -3.17

và xu hướng

Ghi chú: (***): Mức ý nghĩa 1% ; (**): Mức ý nghĩa 5% ; (*): Mức ý nghĩa 10%

Nguồn : Tính toán của tác giả

158

Bảng 4.17 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo DFGLS mô hình 2

Biến Trị thống kê t

Có hệ số chặn Có hệ số chặn và xu thế

-7.62(***) - NDA* t

-2.45(*) - NFA* t

-0.60 - MMt

-4.03(***) - CPIt-1

-2.18(*) -2.87 Yt-1

-5.57(***) -5.76(***) CAt-1

-6.10(***) - DLt_1

t+Eet+1)

-3.4(***) -  (r*

-5.86(***) -5.93(***) (d1-1)r,t-1

-6.85(***) -6.91(***) (d2-1)e,t-1

Mức ý nghĩa 1% 5% 10%

Có hệ số chặn -2.61 -1.94 -1.61 Giá trị tới hạn Có hệ số chặn -3.76 -3.18 -2.88

và xu hướng

Ghi chú : Ghi chú: (***): Mức ý nghĩa 1% ; (**): Mức ý nghĩa 5% ; (*): Mức ý

nghĩa 10%

Nguồn : Tính toán của tác giả

Kết quả cho thấy với 2 phương pháp ADF và PP, tất cả các biến đều dừng khi xét các

trường hợp không có hệ số chặn, có hệ số chặn đối với các biến lấy sai phân và có hệ số

chặn và xu thế đối với các biến dừng ở chuỗi gốc. Với phương pháp DFGSL, chỉ có

biến MM là không dừng, tất cả các biến còn lại đều dừng với các mức ý nghĩa 1%, 5%

159

hoặc 10%. Như vậy, nhìn chung, các chuỗi dữ liệu sử dụng là chuỗi dừng và thỏa điều

kiện để thực hiện các ước lượng tiếp theo.

4.3.2.2. Kết quả ước lượng và thảo luận

Sau khi kiểm định nghiệm đơn vị, tác giả thực hiện ước lượng mô hình với ước

lượng 2SLS. Để đánh giá độ tin cậy của mô hình, tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định tự

tương quan (Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test), phương sai thay đổi

(Heteroskedasticity Test) và kiểm định tính dừng của phần dư (ADF test). Kết quả cho

thấy phương trình (3.6) không có tự tương quan, phương trình (3.7) có tự tương quan

bậc 1 nên quá trình AR(1) được bổ sung vào phương trình để khắc phục hiện tượng tự

tương quan. Cả hai phương trình đều không có phương sai thay đổi và phần dư đều

dừng. Như vậy, mô hình sử dụng là tin cậy.

Tiếp theo, luận án xem xét số tương quan (correllation) phần dư của hai phương

trình trong hệ phương trình đồng thời sau khi ước lượng 2SLS để xem xét có sử dụng

tiếp ước lượng 3SLS hay không16. Sau khi hồi quy 2 phương trình trong hệ phương trình

đồng thời với ước lượng 2SLS, tác giả tính hệ số tương quan (correllation) của phần dư

của phương trình (3.6) và phương trình (3.7), kết quả thu được hệ số tương quan là 0,28

(gần về giá trị 0 hơn 1) (Bảng 4.18)

16 Hệ số tương quan các phần dư của các phương trình trong hệ phương trình đồng thời trong các nghiên cứu của Brissimis& ctg (2002) và Ouyang & Rajan (2011) lần lượt là : 0.82 và 0.9. Vì vậy, sau khi thực hiện ước lượng 2SLS, các nghiên cứu tiếp tục thực hiện ước lượng 3SLS để khắc phục hiện tượng tự tương quan của phần dư.

160

Bảng 4. 18. Ma trận hệ số tương quan các phần dư

Hệ số tương quan

Giá trị P u*t v*t

U*t 1.000000

----

V*t 0.288568 1.000000

0.0361 -----

Nguồn : Tính toán của tác giả

Kết quả cho thấy phần dư của 2 phương trình không tương quan. Do đó, ước lượng

2SLS là phù hợp để ước lượng hệ phương trình đồng thời và không cần ước lượng 3SLS

giống như trong nghiên cứu của Brissimis & ctg (2002) và Ouyang & Rajan (2011) để

khắc phục hiện tượng tự tương quan của phần dư.

Kết quả ước lượng hệ số can thiệp trung hòa (Phương trình 3.6) và hệ số bù đắp

(Phương trình 3.7) được thể hiện ở Bảng 4.19

161

Bảng 4.19. Kết quả ước lượng hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp

Hệ số

Phương trình (3.6) Phương trình (3.7)

-0.880***(0.122)

NDA* t

-0.680***(0.149)

NFA* t

-0.395***(0.045)

-0.372***(0.037)

MMt

-0.064(0.153)

-0.161(0.118)

CPIt-1

-0.245(0.332)

-0.386(0.261)

Yt-1

-0.046(0.073)

0.098**(0.032)

CAt-1

0.034(0.147)

0.172(0.123)

 (r*

t+Eet+1)

-0.015(0.059)

-0.145**(0.067)

DLt-1

0.046(0.283)

0.527***(0.135)

-0.231*(0.132)

(d1-1)r,t-1

-0.818(0.518)

(d2-1)e,t-1

AR(1)

-0.305***(0.114)

0.920

0.933

0.023

0.714

0.172

Correlation LM Test ( P_vaule )

0.98

Heteroskedasticity Test: ( P _ value )

0.119

Kiểm định ADF Test của phần dư

-7.808***

-7.24(***)

Ghi chú : (***) : Mức ý nghĩa 1% ; (**) : Mức ý nghĩa 5% ; (*) : Mức ý nghĩa 10%

Số liệu trong dấu ( ) là sai số chuẩn

Nguồn: Tính toán của tác giả

Kết quả nghiên cứu được phân tích theo ba nội dung chính. Một là nhận xét chung

về hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN thông qua hệ số can thiệp trung hòa (1) và

hệ số bù đắp (1). Hai là nhận xét về các biến kiểm soát trong mô hình ước lượng. Ba là

162

nhận xét về diễn biến các hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp thông qua ước lượng

cuốn chiếu các hệ số.

Kết quả ước lượng hàm phản ứng tiền tệ ở Bảng 4.11 cho thấy hệ số can thiệp trung

hòa trong giai đoạn từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017 là 68% với mức ý nghĩa 1%.

Như vậy, cứ 1% tăng lên của NFA thì NHNN có thể điều chỉnh giảm 68% NDA, còn lại

32% không trung hòa được. Điều này có thể dẫn đến sự mở rộng cung tiền, ảnh hưởng

đến lạm phát khi NHNN thực hiện tích lũy dự trữ ngoại hối thông qua can thiệp mua trên

thị trường. Bên cạnh đó, kết quả ước lượng hàm chu chuyển vốn ở Bảng 4.11 cho thấy

hệ số bù đắp trong gia đoạn nghiên cứu là 88% với mức ý nghĩa 1%. Theo đó, cứ 1%

giảm xuống của NDA lại làm NFA tăng 88%. Điều này chứng tỏ mức độ độc lập thấp

về chính sách tiền tệ trong việc trung hòa các dòng vốn vào.

So với các nghiên cứu trước đo lường hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN

Việt Nam giai đoạn trước, hệ số can thiệp trung hòa ở nghiên cứu này có giá trị cao hơn,

có phần được cải thiện so với giai đoạn trước. Kết quả nghiên cứu của Phạm Thị Tuyết

Trinh & Nguyễn Thị Hồng Vinh (2011) cho thấy, can thiệp trung hòa ở Việt Nam giai

đoạn từ quý III/2000 đến quý III/2010 chưa đạt hiệu quả với hệ số can thiệp khá thấp (-

24%). Theo nghiên cứu của Phạm Thị Hoàng Anh & Bùi Duy Phú (2013), NHNN mới

chỉ trung hòa một phần tác động của can thiệp trên thị trường ngoại hối tới khối lượng

tiền cơ sở trong giai đoạn từ tháng 8/2005 đến tháng 9/2012 với mức độ can thiệp là

41,5% tác động trễ một tháng. Theo Đặng Văn Dân (2005), can thiệp trung hòa của

NHNN giai đoạn từ năm 2000 đến năm 2013 vẫn còn đang gặp khó khăn.

Hiệu quả can thiệp trung hòa dần dần được cải thiện vì công cụ sử dụng can thiệp

trung hòa ngày càng phát huy tác dụng. Để thực hiện can thiệp trung hòa theo nghĩa hẹp,

công cụ chủ yếu được NHTW các nước sử dụng là nghiệp vụ thị trường mở (OMO). Tại

Việt Nam, tháng 7/2000, thị trường mở Việt Nam chính thức đi vào hoạt động với phiên

giao dịch đầu tiên. Từ đó đến nay, NHNN đã không ngừng cải thiện hoạt động OMO về

163

nhiều mặt, làm cho OMO trở thành một công cụ chủ chốt của Chính sách tiền tệ để điều

hòa vốn khả dụng của TCTD, góp phần kiểm soát lạm phát.

Hệ số bù đắp của Việt Nam giai đoạn qua cũng rất cao. Điều đó chứng tỏ Việt

Nam đã tự do hóa các giao dịch vốn, làm cho dòng vốn vào phản ứng mạnh với những

thay đổi điều kiện tiền tệ trong nước. Tuy nhiên, điều này lại chứng tỏ Việt Nam mở cửa

cho dòng vốn vào nhưng chưa có biện pháp kiểm soát thích hợp, làm cho chúng biến

động mạnh. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Hạ Thị Thiều Dao (2010) khi phân

tích về mức độ kiểm soát dòng vốn ngắn hạn vào và ra thị trường chứng khoán Việt

Nam. Hệ số can thiệp trung hòa khá cao nhưng hệ số bù đắp cũng cao chứng tỏ hoạt

động can thiệp trung hòa của NHNN chưa hiệu quả. Can thiệp trung hòa chỉ hiệu quả

khi hệ số can thiệp trung hòa cao và hệ số bù đắp thấp.

Về các biến kiểm soát, trong phương trình (3.6) hầu như hệ số của các biến này

đều không có ý nghĩa thống kê, ngoại trừ hệ số của biến số nhân tiền tệ (MM) và hệ số

của biến biến động lãi suất và đều có tác động âm đến NDA. Điều này chứng tỏ để đối

phó với sự mở rộng cung tiền bằng sự tăng lên của số nhân tiền tệ, NHNN thực thi chính

sách tiền tệ thắt chặt. Bên cạnh đó, NHNN cũng đã sử dụng các công cụ tiền tệ như OMO

để ổn định lãi suất khi nó biến động. Các biến không có ý nghĩa thống kê chứng tỏ rằng

NHNN chưa phản ứng kịp thời với sự thay đổi của các yếu tố vĩ mô trong nền kinh tế

trong và ngoài nước (lạm phát, độ lệch sản lượng, đô la hóa, cán cân vãng lai, kỳ vọng

lãi suất nước ngoài và tỷ giá trong nước, khủng hoảng). Điều này có thể do NHNN chưa

hoàn toàn độc lập để thực hiện chính sách tiền tệ nên không chủ động phản ứng với

những thay đổi tức thời của nền kinh tế. Theo Lybek (2004), mức độ độc lập của NHTW

được chia thành bốn cấp độ: (i) Độc lập trong thiết lập mục tiêu hoạt động; (ii) Độc lập

trong thiết lập chỉ tiêu hoạt động; (iii) Độc lập trong lựa chọn công cụ điều hành và (iv)

Độc lập tự chủ hạn chế. NHNN Việt Nam hiện nay đang ở mức độc lập thứ tư và đây là

mức độc lập thấp nhất của NHTW đối với chính phủ ( Nguyễn Hương Giang, 2010). Vì

vậy, hiệu quả điều hành hoạt động tiền tệ nói chung chưa cao. Mặc dù là NHTW của

164

Việt Nam nhưng thẩm quyền xây dựng và điều hành chính sách tiền tệ của NHNN còn

hạn chế. Theo luật NHNN năm 2010, NHNN chỉ xây dựng chính sách tiền tệ hàng năm

để Chính phủ trình Quốc hội quyết định và tổ chức thực hiện. Thủ tướng Chính phủ,

Thống đốc NHNN quyết định việc sử dụng các công cụ và biện pháp điều hành để thực

hiện mục tiêu chính sách tiền tệ quốc gia theo quy định của Chính phủ. Tuy nhiên, trong

điều kiện Việt Nam, NHNN Việt Nam là cơ quan ngang Bộ của Chính phủ17, việc tăng

cường tính độc lập của NHNN là điều rất khó thực hiện.

Khác với phương trình (3.6), các hệ số ước lượng của các biến kiểm soát trong

phương trình (3.7) hầu như có ý nghĩa thống kê. Hệ số ước lượng của số nhân tiền tệ có

ý nghĩa thống kê và mang dấu (-), điều này chứng tỏ sự thay đổi số nhân tiền tệ trong

nước có ảnh hưởng đến dòng vốn vào theo chiều hướng giảm. Hệ số ước lượng của biến

cán cân vãng lai (CA) có ý nghĩa thống kê và mang dấu dương đúng với kỳ vọng. Như

vậy, khi cán cân vãng lai thặng dư, dòng vốn vào tăng, NHNN sẽ tăng tích lũy dự trữ

ngoại hối. Đô la hóa không có tác động đến NDA của NHNN nhưng có tác động âm đến

NFA của NHNN. Điều đó chứng tỏ khi người dân không găm giữ ngoại tệ nhiều, đô la

hóa giảm, họ bán ngoại tệ lại cho các TCTD, chuyển từ hình thức tích trữ ngoại tệ sang

nội tệ. Các TCTD lại giao dịch với NHNN. Như vậy, tích lũy dự trữ ngoại hối của NHNN

tăng lên. Hơn nữa, khi đô la hóa giảm nghĩa là người dân trong nước giảm nắm giữ ngoại

tệ, làm giảm cầu ngoại tệ và do đó làm giảm áp lực trên thị trường ngoại hối18. Khi đó,

XIV, từ sau khi áp dụng chính sách lãi suất tiền gửi USD 0%/năm vào năm 2015, tâm lý găm

giữ ngoại tệ giảm (thể hiện qua tỷ lệ đô la hóa giảm từ 11,06% năm 2014 xuống 8,21% thời

điểm 31/12/2017), hệ thống tổ chức tín dụng chuyển từ bán ròng sang mua ròng ngoại tệ từ năm

2016, tạo điều kiện cho Ngân hàng Nhà nước mua được lượng lớn ngoại tệ bổ sung quỹ dự trữ

ngoại hối nhà nước.

17 Theo Khoản 1 Điều 2 Luật NHNN 2010. 17 Theo văn bản của NHNN trả lời về chất vấn của cử tri trong kỳ họp Quốc hội thứ 5 khóa

165

NHNN sẽ ít can thiệp bán để ổn định thị trường so với trường hợp đô la hóa tăng, nên

NFA lại càng tăng. Điều này cũng phù hợp với diễn biến đô la hóa và tích lũy dự trữ

0 1 0 2 3 Q

4 0 0 2 1 Q

4 0 0 2 3 Q

5 0 0 2 1 Q

5 0 0 2 3 Q

6 0 0 2 1 Q

6 0 0 2 3 Q

7 0 0 2 1 Q

7 0 0 2 3 Q

8 0 0 2 1 Q

8 0 0 2 3 Q

9 0 0 2 1 Q

9 0 0 2 3 Q

0 1 0 2 1 Q

1 1 0 2 1 Q

1 1 0 2 3 Q

2 1 0 2 1 Q

2 1 0 2 3 Q

3 1 0 2 1 Q

3 1 0 2 3 Q

4 1 0 2 1 Q

4 1 0 2 3 Q

5 1 0 2 1 Q

5 1 0 2 3 Q

6 1 0 2 1 Q

6 1 0 2 3 Q

7 1 0 2 1 Q

Tổng dự trư ngoại hối

Đô la hóa

Linear (Đô la hóa )

ngoại hối của Việt Nam giai đoạn vừa qua (Hình 4.21).

Hình 4.20. Diễn biến Đô la hóa và dự trữ ngoại hối của NHNN từ quý I/2004 đến

quý II/2017

Nguồn : IFS và tính toán của tác giả

Theo Hình 4.21, tỷ lệ đô la hóa và dự trữ ngoại hối của NHNN có xu hướng nghịch

chiều nhau. Từ năm 2004 đến nay, tỷ lệ đô la hóa nhìn chung có xu hướng giảm, trong

khi đó, dự trữ ngoại hối có xu hướng tăng.

Để tiếp tục đánh giá xem đô la hóa có làm thay đổi hiệu quả can thiệp trung hòa

của NHNN Việt Nam thông qua hệ số bù đắp hay không, tác giả tiếp tục tiến hành các

kiểm định ở phương trình (3.7) với biến tương tác DDLt-1*DNDA. Kết quả cho thấy hệ

số biến tương tác DDLt-1*DNDA không có ý nghĩa thống kê ( P value = 0.3944). Như

vậy, mặc dù đô la hóa có tác động đến NFA nhưng đô la hóa chưa làm thay đổi mức độ

166

tác động của NDA lên NFA. Do đó, đô la hóa chưa làm ảnh hưởng trực tiếp đến hệ số

bù đắp hay nói một cách khác, đô la hóa chưa làm thay đổi hiệu quả hoạt động can thiệp

trung hòa của NHNN Việt Nam.

Xét hệ số của biến KH ở cả hai phương trình. Biến KH ở phương trình (3.6) không

có ý nghĩa thống kê nhưng biến KH ở phương trình (3.7) có ý nghĩa thống kê. Vì vậy,

tác giả tiếp tục tiến hành các kiểm định ở phương trình (3.7) với biến KH. Vì biến KH

là biến giả, để xem xét trong toàn bộ tổng thể xem hệ số biến KH có khác 0 hay không,

tác giả tiến hành kiểm định Wald với hệ số này, kết quả cho thấy bác bỏ giả thuyết H0

là các hệ số này bằng 0 (P value = 0,0003), điều đó chứng tỏ có sự khác biệt về sự thay

đổi của NFA trong điều kiện có khủng hoảng và không có khủng hoảng. Như đã trình

bày ở trên, để tiếp tục đánh giá xem khủng hoảng có ảnh hưởng đế hệ số bù đắp hay

không, nghiên cứu sử dụng biến tương tác KH*DNDA ở phương trình (3.7). Kết quả

ước lượng về các hệ số có liên quan như sau:

Bảng 4.20. Kết quả ước lượng hệ số bù đắp với biến tương tác

Hệ số Sai số chuẩn Biến (Coefficient) (Standard Error)

- 0.733 *** 0.148 NDA* t

KH 0.311** 0.011

-0.343** 0.138 KH*NDA* t

Ghi chú: (***): Mức ý nghĩa 1% ; (**): Mức ý nghĩa 5% ; (*): Mức ý nghĩa 10%

Nguồn: Tính toán của tác giả

Như vậy, các hệ số ước lượng đều có ý nghĩa thống kê. Để xem xét trong toàn bộ

tổng thể xem các hệ số này có khác không hay không, tác giả tiếp tục tiến hành kiểm

t . Kết quả cho thấy bác bỏ

định Wald với hệ số biến KH và biến tương tác KH*NDA*

giả thuyết H0 là các hệ số này bằng 0 (P vaule = 0.0001). Điều đó chứng tỏ khi nền kinh

tế có khủng hoảng,tác động của NDA lên NFA nhiều hơn khi nền kinh tế không có

khủng hoảng. Khủng hoảng làm thay đổi tác động của NDA lên NFA theo chiều hướng

167

tăng. Do đó, khủng hoảng ảnh hưởng đến hệ số bù đắp và hiệu quả can thiệp trung hòa

của NHNN Việt Nam. Kết quả này phù hợp với thực tế nền kinh tế Việt Nam giai đoạn

khủng hoảng tài chính toàn cầu 2007-2008. Năm 2007 là năm đầu tiên Việt Nam gia

nhập tổ chức thương mại thế giới WTO, các giao dịch vốn dần dần được tự do hóa. Đây

là một thị trường mới nổi đầy tiềm năng, thu hút các nhà đầu từ nước ngoài. Vì vậy,

trong điều kiện khủng hoảng, các dòng vốn vào ồ ạt tăng liên tục, làm cho NFA biến

động mạnh, dự trữ ngoại hối của NHNN liên tục tăng trong hai năm 2007 và 2008. Từ

đó, làm cho cung tiền tăng và tạo ra áp lực lạm phát đối với nền kinh tế, tỷ lệ lạm phát

tăng lên đến đỉnh điểm gần 30% vào quý III năm 2007 (Hình 1.2).

Kết quả ước lượng hồi quy cuốn chiếu hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp

-0.5

-0.4

-0.6

-0.5

-0.7

-0.6

-0.8

-0.7

-0.9

-0.8

-1

-1.1

-0.9

Hệ số bù đắp

+2se

-2se

Hệ số can thiệp trung hòa

+2se

-2se

được thể hiện ở hình 4.21.

Hình 4.21. Kết quả ước lượng cuốn chiếu hệ số can thiệp trung hòa và hệ số bù đắp

Nguồn: Tính toán của tác giả

Kết quả ước lượng cuốn chiếu hệ số can thiệp trung hòa từ Quý II/2013 đến Quý

II/2017 cho thấy hệ số can thiệp trung hòa có xu hướng giảm. Trong vòng 3 năm từ quý

II/2013 đến quý III/2016, hệ số can thiệp trung hòa khá ổn định và biến động nhẹ trong

biên độ 5% với với giá trị trung bình khoảng từ -63% đến -69%. Tuy nhiên, từ quý

168

IV/2016, hệ số này lại có xu hướng giảm dần về giá trị, đặc biệt quý II/2017 có xu hướng

giảm mạnh xuống dưới 50%.

Kết quả ước lượng cuốn chiếu hệ số bù đắp cho thấy hệ số này cũng có xu hướng

giảm trong thời gian gần đây, nhưng vẫn còn ở mức khá cao. Từ quý I/2013 đến quý

II/2015, hệ số này khá ổn định nhưng ở mức rất cao trên 90%. Sau đó, hệ số bù đắp được

cải thiện, giảm dần về giá trị xuống 74% đến quý IV/2016. Tuy nhiên, từ quý I/2017, hệ

số bù đắp lại có xu hướng tăng trở lại.

Xét thực tiễn tình hình kinh tế Việt Nam, từ cuối quý III/2016, dự trữ ngoại hối của

Việt Nam tiếp tục tăng. Sau 9 tháng năm 2016, NHNN đã mua vào 11 tỷ USD, nâng

tổng dự trữ ngoại hối lên hơn 40 tỷ USD.19 Tại thời điểm này NHNN chưa sử dụng công

cụ OMO để điều tiết lượng nội tệ bơm vào thị trường. Đến tháng 12 năm 2016, sau 7

tháng ngưng hoạt động, NHNN đã khởi động lại thị trường OMO với việc bơm ròng

35.078 tỷ đồng20 ra thị trường. Như vậy, thay vì rút vốn vào, NHNN lại bơm ròng VND

ra nền kinh tế. Điều này làm cho hệ số can thiệp trung hòa giảm trong giai đoạn trên.

Dòng vốn vào có xu hướng sụt giảm vào cuối năm 2016 do chính sách giảm nguồn vốn

FDI của Chính phủ nhưng sau đó lại nhanh chóng tăng trở lại trong năm 2017, chính vì

vậy mà hệ số bù đắp cũng tăng trở lại.Như vậy, hiệu quả can thiệp trung hòa giai đoạn

từ quý III/2016 đến quý II/2017 có dấu hiệu xấu khi hệ số can thiệp trung hòa giảm còn

hệ số bù đắp tăng. Điều này chứng tỏ hoạt động tích lũy dự trữ ngoại hối của NHNN có

thể gây ra lạm phát trong thời gian tới.

Nhìn chung, trong thời gian gần đây, hệ số bù đắp dần dần được cải thiện. Tuy

nhiên, hệ số can thiệp trung hòa lại có dấu hiệu xấu đi. Điều đó chứng tỏ hoạt động can

thiệp trung hòa của NHTW chưa thật sự hiệu quả.

19 Theo báo cáo của NHNN tại phiên họp Chính phủ thường kỳ 9 tháng đầu năm 2016. 20 Theo báo cáo trái phiếu tuần của công ty Cổ phần Chứng Khoán Bảo Việt tuần số 49 (12/12 - 16/12) năm 2016,

169

Kết luận chương 4

Chương 4 đã cho thấy rõ bốn vấn đề.

Thứ nhất là thực trạng dự trữ ngoại hối, đô la hóa và công cụ can thiệp trung hòa

tại Việt Nam. Mức dự trữ ngoại hối hiện nay ở Việt Nam còn khá khiêm tốn so với các

ngưỡng an toàn đưa ra. Đô la hóa nền kinh tế Việt Nam đã có xu hướng giảm rõ rệt.

Công cụ sử dụng chủ yếu để can thiệp trung hòa ở Việt Nam là OMO.

Thứ hai là tác động ngắn hạn và dài hạn của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát tại Việt Nam trong bối cảnh nền kinh tế có đô la hóa. Tích lũy dự trữ ngoại hối và

đô la hóa có tác động trong ngắn hạn đến lạm phát. Trong dài hạn, tích lũy dự trữ ngoại

hối tác động cùng chiều, đô la hóa tác động ngược chiều đến lạm phát.

Thứ ba là hoạt động can thiệp trung hòa tại Việt Nam đạt hiệu quả chưa cao và

có xu hướng giảm đi trong thời gian gần đây. Đô la hóa chưa ảnh hưởng trực tiếp đến

hiệu quả can thiệp trung hòa. Khủng hoảng ảnh hưởng đến hiệu quả can thiệp trung hòa

thông qua làm thay đổi hệ số bù đắp.

Thứ tư là kinh nghiệm can thiệp trung hòa của NHTW các nước Trung Quốc, Ấn

Độ, Hàn Quốc, Thái Lan, và Slovenia và bài học kinh nghiệm cho Việt Nam. Từ thực

tiễn các nước, bài học kinh nghiệm cho Việt Nam là: Ưu tiên sử dụng OMO là công cụ

can thiệp trung hòa chủ yếu; Giảm thiểu chi phí tài chính nhằm duy trì tính bền vững của

hoạt động can thiệp trung hòa; Kiểm soát tốt dòng vốn từ nước ngoài chảy vào quốc gia.

Trên cơ sở phân tích kết quả nghiên cứu theo tình hình thực tế Việt Nam, kết hợp

với kinh nghiệm các nước trên thế giới, tác giả rút ra được kết luận và hàm ý chính sách

ở chương 5 để NHNN Việt Nam thực hiện can thiệp trung hòa hiệu quả trong quá trình

tích lũy dự trữ ngoại hối.

170

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

5.1. KẾT LUẬN

Từ kết quả nghiên cứu, người viết đưa ra kết luận như sau ứng với từng câu hỏi

nghiên cứu:

Một là về thực trạng dự trữ ngoại hối, đô la hóa và công cụ can thiệp trung hòa

tại Việt Nam. Từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017, nhìn chung dự trữ ngoại hối

có xu hướng tích lũy tăng lên. Cho đến nay, dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã đáp ứng

được nhu cầu dự trữ ngoại hối tối thiểu theo tiêu chuẩn của IMF. Tuy nhiên, lượng dự

trữ ngoại hối của Việt Nam vẫn còn khá mỏng. Tấm đệm về dự trữ ngoại hối chống

những cú sốc bên ngoài cho nền kinh tế vẫn chưa chắc chắn. Và xu hướng tiếp tục tích

lũy hơn nữa dự trữ ngoại hối ở Việt Nam trong thời gian tới là điều tất yếu. Vấn đề đô la

hóa luôn được NHNN quan tâm, xử lý. Đô la hóa đem lại những tác động tích cực nhưng

đồng thời cũng gây ra nhiều tác động tiêu cực, gây bất ổn cho việc điều hành chính sách

tiền tệ. Quá trình chống đô la hóa ở Việt Nam đã đạt được những kết quả nhất định. Tỷ

lệ đô la hóa nền kinh tế đã có xu hướng giảm xuống trong giai đoạn nghiên cứu. Đây là

một thành công của NHNN trong quá trình chống đô la hóa. Công cụ can thiệp trung

hòa được sử dụng chủ yếu ở Việt Nam là nghiệp vụ thị trường mở.

Hai là khi xem xét tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát trong điều kiện

nền kinh tế có đô la hóa, kết quả cho thấy để lạm phát quay trở về trạng thái cân bằng

khi các yếu tố vĩ mô khác thay đổi, trong đó có tích lũy dự trữ ngoại hối và đô la hóa, thì

cần khoảng thời gian là một năm. Bên cạnh đó, cả đô la hóa và tích lũy dự trữ ngoại hối

đều có tác động ngắn hạn đến lạm phát. Xét trong dài hạn, tích lũy dự trữ ngoại hối có

tác động cùng chiều đến lạm phát, còn đô la hóa có tác động ngược chiều. Như vậy, quá

trình tích tăng lũy dự trữ ngoại hối ở Việt Nam làm tăng lạm phát cả trong dài hạn và

có ảnh hưởng trong ngắn hạn. Đối với đô la hóa thì ngược lại, trong dài hạn, tỷ lệ đô la

hóa giảm làm cho lạm phát tăng. Điều này chủ yếu là do khi đô la hóa giảm, tích lũy dự

trữ ngoại hối tăng, mà tích lũy dự trữ ngoại hối tăng lại làm cho lạm phát tăng như đã

171

phân tích ở trên. Đây là một bằng chứng thực nghiệm thể hiện rõ hơn ảnh hưởng của tích

lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát so với các nghiên cứu trước ở Việt Nam và trên thế

giới.

Ba là khi xem xét hiệu quả can thiệp trung hòa tại Việt Nam trong điều kiện nền

kinh tế có đô la hóa từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2007 cho thấy hiệu quả can thiệp

trung hòa thời gian vừa qua đã được cải thiện so với các giai đoạn trước đó, nhưng

NHNN vẫn chưa trung hòa toàn bộ tác động lan tỏa đến cung tiền khi can thiệp trên thị

trường ngoại hối. Hoạt động can thiệp trung hòa vẫn chưa đạt hiệu quả cao với hệ số can

thiệp trung hòa là 68%. Hệ số bù đắp cao (88%) chứng tỏ NHNN đã không kiểm soát

tốt dòng vốn vào bằng các công cụ chính sách tiền tệ. Đặc biệt khi nền kinh tế thế giới

khủng hoảng, khả năng kiểm soát các dòng vốn vào và ra của NHNN cũng bị ảnh hưởng,

làm cho các dòng vốn này biến động nhiều trước sự thay đổi các điều kiện tiền tệ trong

nước. Khủng hoảng tài chính thế giới đã ảnh hưởng đến hệ số bù đắp của NHNN . Và

do đó, ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam theo

chiều hướng làm giảm hiệu quả can thiệp trung hòa. Mặc dù đô la hóa chưa ảnh hưởng

trực tiếp đến hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN nhưng đô la hóa lại tác

động ngược chiều với tích lũy dự trữ ngoại hối. Đi kèm với kết quả đạt được từ quá trình

chống đô la hóa của NHNN, tích lũy dự trữ ngoại hối của NHNN tăng lên. Khi tích lũy

dự trữ ngoại hối tăng lên mà không có biện pháp can thiệp trung hòa thích hợp lại làm

ảnh hưởng đến cung tiền của nền kinh tế và có thể gây ra lạm phát. Kết quả ước lượng

cuốn chiếu cho thấy mặc dù diễn biến phức tạp, nhưng nhìn chung, hệ số can thiệp trung

hòa có xu hướng giảm, còn hệ số bù đắp có xu hướng tăng trong thời gian từ quý III

năm 2016 trở lại đây. Điều đó cho thấy một dấu hiệu không tốt của hiệu quả hoạt động

can thiệp trung hòa của NHNN Việt Nam. Điều này cảnh báo hoạt động tích lũy dự trữ

ngoại hối của NHNN có thể gây ra lạm phát trong thời gian tới.

Bốn là bài học kinh nghiệm cho Việt Nam gồm có : Ưu tiên sử dụng OMO là công

cụ can thiệp trung hòa chủ yếu; Giảm thiểu chi phí tài chính nhằm duy trì tính bền vững

172

hoạt động can thiệp trung hòa và kiểm soát tốt dòng vốn từ nước ngoài chảy vào quốc

gia.

5.2. HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Từ kết luận vấn đề nghiên cứu, luận án đưa ra năm khuyến nghị chính sách như

sau.

Một là tăng cường tích lũy dự trữ ngoại hối và tiếp tục chống đô la hóa nền kinh

tế. Trong thời gian qua, dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã được cải thiện, tăng dần về

số lượng. Tuy nhiên, so với tất cả các ngưỡng an toàn được khuyến nghị bởi các tổ chức

tiền tệ trên thế giới ( IMF, World Bank), dự trữ ngoại hối tại mmới chỉ ở mức thấp nhất,

trong mức an toàn tối thiểu. Vì vậy, trong thời gian tới, NHNN cần tích cực tiếp tục tăng

tích lũy dự trữ ngoại hối. Về đô la hóa, mặc dù theo kết luận nghiên cứu, đô la hóa giảm

làm cho lạm phát tăng trong dài hạn. Tuy nhiên, không phải vì vậy mà không chống đô

la hóa. Bởi lẽ đô la hóa gây ra nhiều tác động tiêu cực đối với việc điều hành tệ của

NHNN và nền kinh tế. Hơn nữa, đô la hóa giảm sẽ làm cho tích lũy dự trữ ngoại hối của

NHNN tăng. Để tăng tích lũy dự trữ ngoại hối mà không gây ra lạm phát cần tiến hành

các giải pháp liên quan đến hoạt động can thiệp trung hòa tiếp theo. Từ năm 2004 đến

nay, tình trạng đô la hóa nền kinh tế đã được đẩy lùi đáng kể khi NHNN lần lượt triển

khai các giải pháp chống đô la hóa, phối hợp linh hoạt các công cụ chính sách tiền tệ,

điều hành lãi suất và tỷ giá theo hướng nâng cao giá trị đồng Việt Nam, làm cho VND

trở nên hấp dẫn hơn đối với người dân. Tuy nhiên, không phải đô la hóa đã được đẩy lùi

đáng kể mà Việt Nam sẽ ngưng chống đô la hóa. Trong xu thế hội nhập kinh tế quốc tế,

đô la hóa nền kinh tế Việt Nam – vốn là một nước đang phát triển, mở cửa hội nhập - là

điều tất nhiên. Và việc chống đô la hóa nền kinh tế nhằm hạn chế tác động tiêu cực của

nó là một việc phải tiến hành thường xuyên, liên tục, định kỳ, không thể ngưng lại. Nó

tồn tại giống như một căn bệnh mãn tính, nếu ngưng điều trị thì nó sẽ bộc phát. Vì vậy,

NHNN phải luôn luôn chú trọng đến vấn đề chống đô la hóa nền kinh tế trong quá trình

điều hành, quản lý tiền tệ.

173

Hai là cần sử dụng linh hoạt, phát huy hiệu quả tối đa các công cụ can thiệp trung

hòa, đặc biệt là nghiệp vụ thị trường mở. Kinh nghiệm của các nước đã cho thấy OMO

là công cụ can thiệp trung hòa rất linh hoạt. NHNN có thể sử dụng OMO để thực hiện

những thay đổi nhỏ trong cung ứng tiền tệ trong nước. Vì vậy, NHNN cần chú trọng đến

các biện pháp để phát huy tối đa hiệu quả hoạt động OMO. Tuy nhiên, công cụ nào cũng

có những hạn chế nhất định. Vì vậy, ngoài OMO, tương ứng với tình hình tài chính tiền

tệ từng thời kỳ, các công cụ can thiệp trung hòa bổ sung khác cũng nên được linh hoạt

sử dụng như dự trữ bắt buộc, tiền gửi chính phủ.

Ba là giảm chi phí, nâng cao tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa.

Với công cụ chủ yếu là nghiệp vụ thị trường mở, chi phí tài chính cao có thể phát sinh

do việc trả lãi cho các loại giấy tờ có giá giao dịch trên thị trường. Điều này làm ảnh

hưởng đến việc duy trì hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN hay tính bền vững của

hoạt động can thiệp trung hòa. Vào những năm đầu khi thị trưởng mở mới đi vào hoạt

động, tình trạng vốn vào ở Việt Nam chưa quá lớn nên hoạt động can thiệp trung hòa

chưa gây áp lực lớn cho NHNN (Dương Hữu Hạnh, 2003).Tuy nhiên, trong bối cảnh hội

nhập tài chính quốc tế, thị trường tiền tệ và vốn di chuyển ngày càng tự do,những biến

động tài chính quốc tế sẽ ảnh hưởng nhiều đến hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN

Việt Nam. Phạm Thị Tuyết Trinh (2015) đã nghiên cứu hoạt động can thiệp trung hòa

tại Việt Nam với góc nhìn chi phí tài chính. Nghiên cứu tính toán chi phí tài chính của

can thiệp trung hòa tại Việt Nam từ tháng 1/2011 đến tháng 6/2014. Kết quả nghiên cứu

cho thấy, chi phí can thiệp trung hòa lớn nhất vào năm 2012. Chi phí can thiệp trung

hòa giảm mạnh và âm trong năm 2013. Trong 6 tháng đầu năm 2014, chi phí can thiệp

trung hòa tăng trở lại. Như vậy, NHNN chưa thật sự gánh chịu chi phí tài chính của can

thiệp trung hòa mà vẫn đang ở mức thặng dư tài chính, tuy nhiên, thặng dư này hoàn

toàn không bền vững do phụ thuộc vào biến động tỷ giá VND/USD và tỷ trọng USD

trong tổng dự trữ ngoại hối của Việt Nam. Do đó, trong tương lai, nếu NHNN tiếp tục

tích lũy dự trữ ngoại hối thì tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa là không

174

chắc chắn.Vì vậy, NHNN cần chú trọng đến các biện pháp để giảm chi phí cho hoạt động

này.

Bốn là cần tăng cường dự báo, phân tích thị trường tiền tệ trong nước và quốc tế,

đề phòng xử lý khi khủng hoảng xảy ra. Trong thời kỳ hội nhập kinh tế quốc tế như hiện

nay, diễn biến nền kinh tế thế giới rất phức tạp, biến động khó lường về mọi mặt. Mở

cửa hội nhập tạo ra nhiều cơ hội, thời cơ cho các quốc gia phát triển. Bên cạnh đó, những

khó khăn, thách thức cùng với nguy cơ khủng hoảng luôn đi kèm. Vì vậy, vấn đề phân

tích, dự báo thị trường phải đặc biệt được coi trọng để có thể đề phòng và kịp thời ứng

phó khi nền kinh tế thế giới có những diễn biến xấu, gây ra khủng hoảng. Hơn nữa, với

kết quả ước lượng cuốn chiếu như trên, hiệu quả hoạt động can thiệp trung hòa trong

thời gian gần đây có xu hướng giảm, phản ánh nguy cơ gây ra lạm phát do hoạt động

tích lũy dự trữ ngoại hối. Tuy nhiên, NHNN đã điều hành linh hoạt, tăng dự trữ ngoại

hối, không thực hiện can thiệp trung hòa nhưng không gây ra lạm phát. NHNN đã nhận

định, phân tích đúng tình hình tài chính tiền tệ tại Việt Nam. Điều đó càng chứng tỏ tầm

quan trọng của hoạt động phân tích thống kê thị trường tiền tệ trong nước và quốc tế.

Năm là cần kiểm soát tốt dòng vốn vào và ra quốc gia trong quá trình hội nhập.

Song song với việc tăng cường tích lũy dự trữ ngoại hối khi thị trường ngoại hối thặng

dư và thực hiện can thiệp trung hòa, NHNN nên phối hợp với các cơ quan quản lý vĩ mô

khác để kiểm soát tốt dòng vốn vào và ra quốc gia. Bởi vì bên cạnh các biện pháp can

thiệp trung hòa để tăng hệ số can thiệp trung hòa, hệ số bù đắp cũng cần phải được cải

thiện theo chiều hướng giảm. Muốn vậy, cần kiểm soát tốt biến động dòng vốn vào và

ra quốc gia.

Đề giải quyết những vấn đề trên có các giải pháp cụ thể dưới đây đối với từng cơ

quan quản lý vĩ mô.

175

5.2.1. Kiến nghị đối với Chính Phủ

5.2.1.1.Tăng cường tích lũy dự trữ ngoại hối và chống đô la hóa nền kinh tế

Chính phủ cần tăng cường các giải pháp thu hút dòng vốn vào quốc gia. Nguồn

thu ngoại tệ xuất phát từ dòng tiền vào quốc gia. Nguồn thu này chủ yếu từ cán cân vãng

lai và cán cân vốn và tài chính. Trong cán cân vãng lai, nguồn thu chủ yếu từ giao dịch

vãng lai trong đó có chuyển tiền kiều hối, cán cân thương mại và cán cân dịch vụ. Trong

cán cân vốn, nguồn thu từ các khoản đầu tư trực tiếp và đầu tư gián tiếp vào quốc gia.

Như vậy, nhìn tổng thể nền kinh tế, để NHNN có thể tăng cường tích lũy dự trữ ngoại

hối, lượng kiều hối cần tăng lên, xuất khẩu tăng nhiều hơn nhập khẩu, và các khoản đầu

tư đổ vào Việt Nam. Hay nói một cách khác, dòng vốn vận hành theo xu hướng chảy vào

quốc gia. Muốn vậy, Chính phủ cần thực hiện các biện pháp chính yếu sau :

Một là hoàn thiện cơ sở pháp lý để điều hành kinh tế vĩ mô trên tất cả các lĩnh

vực, đặc biệt là cơ sở pháp lý liên quan đến hoạt động xuất nhập khẩu, đầu tư trực tiếp

và gián tiếp nước ngoài, chính sách kiều hối, chính sách quản lý ngoại hối. Công bố công

khai quy trình, thời hạn, trách nhiệm xử lý các thủ tục đầu tư, kinh doanh. Chính phủ cần

tạo ra một môi trường pháp lý rõ ràng, minh bạch, cơ chế thông thoáng để các doanh

nghiệp, nhà đầu tư trong và ngoài nước hoạt động kinh doanh tại Việt Nam. Chẳng hạn

trong hoạt động đầu tư gián tiếp vào Việt Nam, hiện nay, quy định về thuế suất áp dụng

cho các nhà đầu tư ngoại vẫn chưa rõ ràng trong trường hợp đầu tư vào các quỹ đầu tư ở

Việt Nam. Cuối năm 2017, một số quỹ đầu tư chứng khoán đã chấm dứt hoạt động nhưng

các nhà đầu tư ngoại vào quỹ đầu tư vẫn chưa nhận được tiền thanh toán do chưa xác

định được mức thuế suất hay cách tính thuế như thế nào. Bởi vì theo thông tư

103/2014/TT-BTC do Bộ Tài chính ban hành ngày 6/8/2014 về hướng dẫn nghĩa vụ

thuế áp dụng đối với tổ chức, cá nhân nước ngoài kinh doanh tại Việt Nam hoặc có thu

nhập tại Việt Nam, thông tư chỉ quy định thuế suất thuế TNDN trên doanh thu tính thuế

đối với dịch vụ; chuyển nhượng chứng khoán, chứng chỉ tiền gửi; lãi tiền vay, còn hoạt

động đầu tư vào quỹ thành viên đầu tư chứng khoán của nhà đầu tư nước ngoài là hoạt

176

động gì, tiền nhận được khi giải thể quỹ bao gồm tiền vốn đầu tư ban đầu và lãi được

chia là doanh thu, lợi nhuận từ hoạt động kinh doanh gì thì không được làm rõ.

Hai là tiếp tục thực hiện các chính sách đẩy mạnh xuất khẩu, thu hút đầu tư nước

ngoài, thu hút nguồn kiều hối. Điều chỉnh cơ cấu kinh tế theo hướng tăng tỷ trọng sản

xuất các ngành sản xuất các mặt hàng xuất khẩu chủ lực (như dệt may, chế biến thủy

hải sản), các ngành công nghệ cao (như công nghệ điện tử, phần mềm máy tính), các

ngành sản xuất ít sử dụng nguyên liệu nhập khẩu. Chính sách kiều hối tiếp tục thực hiện

theo định hướng thu hút dòng kiều hối chuyển về nước, đồng thời đảm bảo tính minh

bạch của các dòng tiền chuyển về, hạn chế hoạt động chuyển tiền bất hợp pháp.

Ba là hoàn thiện cơ sở hạ tầng trong nước, đảm bảo an ninh quốc phòng. Không

chỉ tại các thành phố lớn, mà tại các khu vực kinh tế trọng điểm, Chính phủ cần hoàn

thiện cơ sở hạ tầng về đường xá, cảng biển… tạo điều kiện lưu thông dễ dàng cho các

doanh nghiệp, kết nối các vùng kinh tế trọng điểm với nhau. Chính phủ cần thường xuyên

kiểm tra, rà soát việc chấp hành các quy định của Nhà nước, cần xử lý nghiêm minh các

vi phạm pháp luật làm tổn hại và bất ổn đến kinh tế đất nước. Quốc phòng, an ninh vững

mạnh để người dân yên tâm sản xuất kinh doanh.

Bốn là kiểm soát lạm phát. Chính phủ cần chỉ đạo các Bộ, Ngành có liên quan

phối hợp, đặc biệt là đối với NHNN để kiểm soát lạm phát trong nước, ổn định giá trị

đồng tiền. Nếu không kiểm soát tốt, lạm phát bùng phát sẽ gây ra rất nhiều hậu quả xấu

cho nền kinh tế. Ngược lại, khi lạm phát trong tầm kiểm soát, kinh tế ổn định, vị thế

đồng Việt Nam được nâng lên, thu hút dòng vốn vào quốc gia, từ đó, tăng cường tích lũy

dự trữ ngoại hối.

Năm là cần sớm ban hành đề án chống đô la hóa cho giai đoạn tiếp theo. Năm

2007, Chính phủ đã ban hành quyết định số 98/2007/QĐ-TTg về đề án chống đô la hóa

đến năm 2010. Từ đó đến nay, mặc dù Chính phủ vẫn chủ trương thực hiện chống đô la

hóa nhưng chưa ban hành đề án cụ thể nhằm phối hợp các Bộ, ngành có liên quan cùng

thực hiện. Một khi đề án được ban hành thì sẽ có lộ trình cụ thể, vai trò, trách nhiệm của

177

các đơn vị cũng được xác định một cách rõ ràng, làm cho việc chống đô la hóa tiến hành

một cách khoa học, có kế hoạch cụ thể hơn.

5.2.1.2. Kiểm soát tốt dòng vốn vào và ra quốc gia

Mặc dù chính sách của Chính phủ nhằm thu hút nguồn vốn vào quốc gia để gia

tăng tích lũy dự trữ ngoại hối nhưng song song với quá trình đó, Chính phủ cần phải

kiểm soát các dòng vốn vào và ra khỏi quốc gia. Để kiểm soát dòng vốn, ngoài các công

cụ chính sách tiền tệ, chính sách tài khóa cũng cần được sử dụng. Kinh nghiệm của các

nước đã cho thấy trong giai đoạn dòng vốn vào tăng ồ ạt và dòng vốn ra cũng thay đổi

theo xu hướng trên, Chính phủ các nước đã sử dụng các công cụ liên quan đến chính

sách tài khóa để kiểm soát dòng vốn. Chẳng hạn tại Thái Lan, để đối phó với dòng vốn

vào tăng mạnh vào cuối năm 1990, chính quyền đã có chính sách phản ứng lại với luồng

vốn vào bằng cách thu thuế thu nhập đối với các khoản thanh toán cho người không cư

trú và cho phép công dân Thái Lan đầu tư ra nước ngoài tự do. Điều này đã góp phần

thành công trong việc kiểm soát dòng vốn vào tại Thái Lan giai đoạn trên. Chính phủ

Thái Lan đã kiểm soát thành công dòng vốn vào sau hai năm. Theo Ostry (2010), ngoài

việc kiểm soát dòng vốn vào, dòng vốn ra khỏi quốc gia cũng phải được kiểm soát. Nếu

việc kiểm soát dòng vốn này lỏng lẻo thì có thể ảnh hưởng đến dòng vốn vào ròng tổng

hợp và do đó tác động đến tỷ giá và các biến kinh tế vĩ mô khác. Các công cụ kiểm soát

vốn bao gồm: các công cụ kiểm soát hành chính đối với tổng số lượng vốn vào; đánh

thuế và các giao dịch ngoại hối; yêu cầu tỷ lệ dự trữ không hưởng lãi suất và các quy

định như sử dụng các biện pháp cấp giấy phép đối với các loại hình đầu tư, quy định

mức trần đối với tỷ lệ cổ phần nước ngoài trong các công ty trong nước, phát hành cổ

phần quốc tế phải được chính phủ cho phép...(Nguyễn Thị Vũ Hà, 2013).

Đối với dòng vốn vào, Việt Nam đang thực hiện chính sách thu hút đầu tư nước

ngoài nên không đưa ra các biện pháp quy định trực tiếp lên tổng số lượng vốn vào,

không kiểm soát dòng vốn vào bằng cách tăng thuế. Ngược lại, Việt Nam có những ưu

đãi đặc biệt về thuế đối với các doanh nghiệp FDI. Việc miễn giảm thuế cho doanh

178

nghiệp đã được quy định rõ tại rất nhiều văn bản quy phạm pháp luật Việt Nam. Cụ thể

là mục I, chương III của Luật Đầu tư 2014, Điều 4 của Luật Thuế thu nhập doanh nghiệp

2008 và được tiếp tục bổ sung sửa đổi bằng Luật thuế thu nhập doanh nghiệp sửa đổi

năm 2013 và Luật số 71/2014/QH13 về thuế sửa đổi 2014. Theo quy định của pháp luật

về thuế TNDN hiện hành, các doanh nghiệp thành lập mới từ dự án đầu tư tại khu kinh

tế được áp dụng mức thuế suất 10% trong thời gian 15 năm liên tục kể từ năm đầu tiên

doanh nghiệp có doanh thu. Về dòng vốn đầu tư gián tiếp vào Việt Nam thông qua thị

trường chứng khoán, Chính phủ Việt Nam cũng đã có những động thái nhất định nhằm

mở rộng loại hình đầu tư này ở Việt Nam. Cụ thể ngày 26/06/2015, Chính phủ đã ban

hành Nghị định 60/2015/NĐ-CP sửa đổi, bổ sung một số điều của Nghị định

58/2012/NĐ-CP ngày 20/7/2012 quy định chi tiết và hướng dẫn thi hành một số điều của

Luật Chứng khoán và Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật Chứng khoán và Thông

tư 123/2015/TT-BTC ngày 19/8/2015 hướng dẫn hoạt động đầu tư nước ngoài trên

TTCK Việt Nam. Theo đó, tỷ lệ sở hữu nhà đầu tư nước ngoài trên thị trường chứng

khoán Việt Nam đã có thay đổi so với trước đây. Đối với công ty đại chúng hoạt động

trong ngành, nghề đầu tư kinh doanh có điều kiện áp dụng đối với nhà đầu tư nước ngoài

mà chưa có quy định cụ thể về sở hữu nước ngoài, thì tỷ lệ sở hữu nước ngoài tối đa là

49%. Về việc đầu tư vào trái phiếu của nhà đầu tư nước ngoài, Nghị định quy định, nhà

đầu tư nước ngoài được đầu tư không hạn chế vào trái phiếu Chính phủ, trái phiếu được

Chính phủ bảo lãnh, trái phiếu chính quyền địa phương, trái phiếu doanh nghiệp, trừ

trường hợp pháp luật có liên quan hoặc tổ chức phát hành có quy định khác. Bên cạnh

đó, nhà đầu tư nước ngoài cũng được đầu tư không hạn chế vào chứng chỉ quỹ, cổ phiếu

không có quyền biểu quyết.

Đối với dòng vốn ra khỏi quốc gia, tùy theo hình thức mà Chính phủ Việt Nam

có những quy định nhất định. Đối với các khoản lợi nhuận của các tổ chức, cá nhân nước

ngoài, nhà đầu tư nước ngoài được chuyển hàng năm số lợi nhuận được chia hoặc thu

được từ các hoạt động đầu tư trực tiếp tại Việt Nam ra nước ngoài khi kết thúc năm tài

179

chính, sau khi doanh nghiệp mà nhà đầu tư nước ngoài tham gia đầu tư đã hoàn thành

nghĩa vụ tài chính đối với Nhà nước Việt Nam theo quy định của pháp luật, đã nộp báo

cáo tài chính đã được kiểm toán và tờ khai quyết toán thuế TNDN năm tài chính cho cơ

quan quản lý thuế trực tiếp21. Đối với các khoản đầu tư trực tiếp nước ngoài, Chính phủ

Việt Nam quy định hạn mức ngoại tệ chuyển ra nước ngoài trước khi được cấp giấy

chứng nhận đầu tư. Theo đó, hạn mức này không được vượt quá 5% tổng vốn đầu tư ra

nước ngoài và không quá 300.000 USD, được tính vào tổng vốn đầu tư ra nước ngoài22.

Về các khoảng đầu tư gián tiếp ra nước ngoài, do tính chất linh hoạt và rủi ro cao nên

Chính phủ Việt Nam vẫn chưa thực hiện mở cửa đối với dòng vốn này. Ngày 29/6/2016,

Bộ Tài Chính đã ban hành Thông tư số 105/2016/ TT-BTC về việc hướng dẫn đầu tư

trực tiếp ra nước ngoài. Theo đó, việc đầu tư ra nước ngoài ở Việt Nam hiện mới chỉ áp

dụng cho các tổ chức kinh doanh chứng khoán, quỹ đầu tư chứng khoán, công ty đầu tư

chứng khoán và doanh nghiệp kinh doanh bảo hiểm. Chỉ công ty chứng khoán được cấp

phép thực hiện nghiệp vụ tự doanh chứng khoán mới được đầu tư hoặc ủy thác đầu tư

gián tiếp ra nước ngoài. Tổ chức tự doanh có vốn đầu tư nước ngoài không được thực

hiện đầu tư gián tiếp ra nước ngoài. Các tổ chức này chỉ được đầu tư ra nước ngoài trong

một giới hạn cho phép được quy định tại các điều trong Thông tư về tỷ lệ đầu tư an toàn.

Tỷ lệ đầu tư an toàn của công ty chứng khoán là 30% vốn chủ sở hữu, công ty quản lý

quỹ là 20% vốn chủ sở hữu.

Như vậy, tại Việt Nam, xu hướng hiện nay là khuyến khích các dòng vốn vào và

giới hạn các dòng vốn ra khỏi quốc gia. Chính phủ cần giám sát chặt chẽ dòng vốn vào

và ra khỏi quốc gia, đặc biệt đối với dòng vốn vào. Để tạo sự ổn định cho dòng vốn vào

21 Khoản 1 Điều 4 Thông tư số 186/2010/TT-BTC ngày 18/11/2010 của Bộ Tài chính hướng dẫn thực hiện việc chuyển lợi nhuận ra nước ngoài của các tổ chức, cá nhân nước ngoài có lợi nhuận từ việc đầu tư trực tiếp tại Việt Nam theo quy định của Luật Đầu tư. 22 Khoản 4 Điều 19 Nghị định 83/2015/NĐ-CP ngày 25/9/2015 của Chính phủ quy định về đầu tư ra nước ngoài.

180

sau khi đã thu hút được đầu tư nước ngoài, Chính phủ cần phải duy trì một môi trường

đầu tư ổn định, thuận lợi để các doanh nghiệp an tâm tiến hành sản xuất kinh doanh.

5.2.2. Kiến nghị đối với NHNN

5.2.2.1. Tăng cường tích lũy dự trữ ngoại hối và chống đô la hóa nền kinh tế

Một là tiếp tục điều hành chính sách tiền tệ chủ động, linh hoạt, phối hợp chặt chẽ

chính sách tiền tệ và các chính sách kinh tế vĩ mô khác nhằm kiểm soát lạm phát, ổn định

kinh tế vĩ mô, góp phần hỗ trợ tăng trưởng kinh tế, bảo đảm thanh khoản của TCTD và

nền kinh tế, duy trì ổn định thị trường tiền tệ.

Hai là tiếp tục thực hiện các biện pháp nhằm nâng cao vị thế của đồng Việt Nam,

khuyến khích sử dụng tiền đồng, hạn chế việc sử dụng ngoại tệ. Giải pháp chủ yếu cụ

thể là tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc đối với tiền gửi ngoại tệ, duy trì mức chênh lệch dương

giữa lãi suất tiền gửi Việt Nam đồng và ngoại tệ, thu phí chuyển đổi ra Việt Nam đồng

đối với ngoại tệ. Ngày 29/5/2018, NHNN mới ban hành Quyết định số 1158/QĐ-NHNN

về tỷ lệ dự trữ bắt buộc đối với TCTD, ngân hàng nước ngoài. Tuy nhiên, tỷ lệ dự trữ

bắt buộc áp dụng cho ngoại tệ của TCTD vẫn không thay đổi. Tỷ lệ dự trữ bắt buộc áp

dụng đối với tiền gửi bằng tiền gửi ngoại tệ không kỳ hạn và tiền gửi ngoại tệ có kỳ hạn

dưới 12 tháng vẫn là 8%, tiền gửi ngoại tệ có kỳ hạn từ 12 tháng trở lên vẫn là 6%. Tỷ

lệ này đã duy trì từ năm 2011 đến nay. Trong thời gian tới, NHNN nên cân nhắc để tăng

tỷ lệ dự trữ bắt buộc đối với các loại tiền gửi này nhằm hạn chế việc sử dụng ngoại tệ

của TCTD. Bên cạnh đó, NHNN cần phải luôn duy trì mức chênh lệch dương giữa lãi

suất tiền đồng và ngoại tệ, khi đó, thay vì gửi tiết kiệm bằng ngoại tệ, người dân sẽ

chuyển sang tiền đồng để hưởng lãi suất cao hơn. Ngoài ra, hiện nay, các TCTD được

phép hoạt động ngoại hối không được thu phí giao dịch đối với các giao dịch ngoại tệ23,

NHNN nên cho phép các TCTD được phép thu phí chuyển đổi ngoại tệ ra VND, tuy

nhiên, cần quy định biên độ hoặc mức tối đa có thể để không làm ảnh hưởng đến tỷ giá.

23 Theo điều 11 thống tư 15/2015/TT-NHNN ban hành ngày 2/10/2015 về hướng dẫn giao dịch ngoại tệ trên tiền gửi ngoại tệ của các TCTD được phép hoạt động ngoại hối.

181

Ba là NHNN cần đẩy mạnh hoạt động thanh tra, kiểm tra, giám sát và tăng cường

chế tài xử lý vi phạm trong lĩnh vực ngoại hối nhằm chống việc rửa tiền, thất thoát ngoại

hối của quốc gia. NHNN cần kết hợp với các Bộ, ngành có liên quan để thường xuyên

thanh tra, kiểm tra để kịp thời phát hiện và ngăn chặn các hành vi vi phạm quản lý ngoại

hối tại các đơn vị, đặc biệt là các tổ chức được phép kinh doanh ngoại hối như các ngân

hàng thương mại.

5.2.2.2. Sử dụng linh hoạt, phát huy hiệu quả tối đa các công cụ can thiệp trung

hòa, đặc biệt là nghiệp vụ thị trường mở

NHNN cần chú trọng đến các biện pháp để phát huy tối đa hiệu quả hoạt động thị

trường mở. Ngoài nghiệp vụ thị trường mở, tương ứng với tình hình tài chính tiền tệ từng

thời kỳ, các công cụ can thiệp trung hòa bổ sung khác cũng nên được linh hoạt sử dụng

như dự trữ bắt buộc, tiền gửi chính phủ.

Về nghiệp vụ thị trường mở

Để nghiệp vụ thị trường mở là công cụ can thiệp trung hòa chủ yếu, nâng cao hiệu

quả hoạt động của công cụ này, NHNN cần thực hiện các biện pháp sau:

Thứ nhất là phải xây dựng một thị trường tài chính nói chung vững mạnh. Để làm

được điều này, đòi hỏi sự kết hợp của nhiều Bộ, Ngành có liên quan. Tuy nhiên, đóng

vai trò chủ đạo vẫn là NHNN. Nếu thị trường tài chính kém phát triển, hoạt động nghiệp

vụ thị trường mở sẽ không hoạt động tốt được. Khi thị trường tài chính vững mạnh, ổn

định, nhà đầu tư có niềm tin vào thị trường và sẽ tham gia tự nguyện. Do đó, khi NHNN

đưa ra các giao dịch sẽ được họ phản ứng tích cực, từ đó làm tăng hiệu quả sử dụng công

cụ can thiệp trung hòa. Ngoài các giải pháp được đưa ra ở phần trên, NHNN cần tiếp tục

đẩy mạnh công tác truyền thông để tuyên truyền, phổ biến thông tin về điều hành tiền

tệ của NHNN và hoạt động ngân hàng, nhằm nâng cao niềm tin của công chúng đối với

hệ thống ngân hàng. Từ đó góp phần tạo dựng lòng tin của người dân về một nền tài

chính vững mạnh.

182

Thứ hai là đa dạng hóa hàng hóa giao dịch trên thị trường mở. Theo Điều 10

Thông tư 42/2015/TT-NHNN quy định về nghiệp vụ thị trường mở, các loại giấy tờ có

giá được NHNN chấp nhận giao dịch trên nghiệp vụ thị trường mở phải đảm bảo một số

điều kiện, trong đó có điều kiện sau: “Giấy tờ có giá có thể chuyển nhượng và nằm trong

danh mục các loại giấy tờ có giá được giao dịch qua nghiệp vụ thị trường mở”, và “danh

mục các loại giấy tờ có giá được giao dịch nghiệp vụ thị trường mở do Thống đốc NHNN

quyết định”. Như vậy, NHNN cần phải thường xuyên rà soát và bổ sung thêm các loại

GTCG có đủ điều kiện để tham gia giao dịch trên OMO nhằm tăng cường tính thanh

khoản cho các loại GTGT, đồng thời tạo thêm hàng hóa cho OMO.

Thứ ba là tăng cường mối liên kết giữa NHNN và Bộ Tài Chính trong việc phát

hành trái phiếu Chính phủ. NHNN cần nắm bắt được thông tin của Bộ Tài Chính kế

hoạch về quy mô và số lượng Trái phiếu Chính phủ phát hành trong năm để NHNN chủ

động điều chỉnh số lượng tín phiếu NHNN phát hành giao dịch trên OMO. Tùy theo diễn

biến tình hình tiền tệ, khi biết được thông tin số lượng Trái phiếu Chính phủ cần phát

hành, NHNN sẽ chủ động điều chỉnh khối lượng, tần suất phát hành tín phiếu NHNN,

qua đó hỗ trợ Bộ Tài Chính phát hành thành công Trái phiếu Chính phủ. Như vậy, với

việc kết hợp như trên, NHNN vừa giúp cung cấp hàng hóa cho OMO, vừa điều hành

chính sách tiền tệ một cách linh hoạt, hiệu quả.

Thứ ba là tăng cường sự kết nối giữa NHNN với các thành viên OMO. NHNN

cần tăng cường hơn nữa sự kết nối với các thành viên OMO nhằm nắm bắt được thông

tin thị trường, từ đó đưa ra quyết định thích hợp. NHNN cần phải thường xuyên trao đổi,

cập nhật tin tức của các thành viên OMO về các loại giấy tờ có giá đang nắm giữ, nhu

cầu vốn khả dụng hằng ngày để biết được tình hình thực tế tại các thành viên. Từ đó,

NHNN có cơ sở đưa quyết định thích hợp để điều hành OMO. Bên cạnh đó, NHNN cũng

nên thường xuyên tiến hành khảo sát tại các đơn vị thành viên về những vấn đề có liên

quan đến OMO để nhận thấy một cái nhìn khách quan về việc điều hành OMO của

183

NHNN. Có như vậy, NHNN mới phát hiện ra được những ưu nhược điểm về công tác

điều hành, quản lý và có những cải tiến thích hợp.

Thứ tư là hiện đại hóa công nghệ ngân hàng và hệ thống thanh toán. Hệ thống

công nghệ thông tin phục vụ cho OMO phải đảm bảo nhanh chóng, kịp thời, chính xác,

đảm bảo kết nối thông suốt giữa NHNN và các đơn vị thành viên. Hiện nay, hệ thống

báo cáo theo dự án FSMIMS24 nhằm phát triển hạ tầng công nghệ ngân hàng hiện đại

ngang tầm với các nước trong khu vực dựa trên cơ sở ứng dụng có hiệu quả công nghệ

thông tin đã từng bước được thực hiện. Năm 2017, NHNN đã chính thức vận hành hệ

thống báo cáo mới cho phù hợp với hệ thống thanh toán hiện đại, thống nhất giữa các

NHNN và TCTD. NHNN cần tiếp tục đẩy mạnh việc thực hiện, triển khai đề án để hoàn

thiện hệ thống công nghệ thông tin, phục vụ cho công tác quản lý và điều hành chính

sách tiền tệ nói chung và nghiệp vụ thị trường mở nói riêng.

Về dự trữ bắt buộc

Dự trữ bắt buộc là một công cụ để NHNN thực hiện can thiệp trung hòa theo

nghĩa rộng, kiểm soát cung tiền. Theo hướng dẫn của IMF về kiểm soát dòng vốn vào

quốc gia25, sự gia tăng của cung tiền do tích lũy dự trữ ngoại hối từ dòng vốn vào có thể

được trung hòa thông qua OMO. Tuy nhiên, có một sự giới hạn về can thiệp trung hòa.

Thị trường tài chính trong nước có thể không đủ khả năng hấp thụ hết một sự gia tăng

đáng kể trái phiếu sử dụng để can thiệp trung hòa và có một chi phí tài chính liên quan

đến sự khác biệt giữa lãi phải trả cho trái phiếu và tiền lãi thu được từ dự trữ ngoại hối.

Do đó, các quốc gia có thể thực hiện can thiệp trung hòa bằng hình thức khác là tăng dự

trữ bắt buộc. Cách can thiệp này không làm tăng chi phí tài chính như hình thức can

thiệp bằng OMO. Tại Việt Nam, trong một khoảng thời gian dài từ năm 2011 đến nay,

ngoại trừ Ngân hàng Nông Nghiệp và Phát triển Nông Thôn, NHNN chỉ một lần có

24 Dự án FSMIMS đã được Chính phủ phê duyệt thực hiện theo Quyết định số 112/2006/QĐ- TTg ngày 24/5/2006. 25 Ostry & ctg (2010)

184

động thái điều chỉnh dự trữ bắt buộc theo hướng giảm cho một số TCTD đặc biệt26.

Công cụ này hầu như không được sử dụng đối với các TCTD nói chung trong thời gian

gần đây. Trong thời gian tới, NHNN cần phối hợp sử dụng linh hoạt công cụ này kết hợp

OMO và các công cụ khác để thực hiện can thiệp trung hòa khi cần thiết. Tuy nhiên, khi

sử dụng dự trữ bắt buộc, cần lưu ý đến kinh nghiệm của Hàn Quốc giai đoạn năm 2004

– 2007, dự trữ bắt buộc không có hiệu quả để thực hiện can thiệp trung hòa vì trước đó

đã bị đẩy tăng lên khá cao trong giai đoạn 1987 – 1989. Theo Ostry & ctg (2010), dự trữ

bắt buộc được sử dụng quá mức có thể dẫn đến việc giải thể tài chính không mong muốn.

Việc thay đổi liên tục dự trữ bắt buộc làm cho hoạt động của các ngân hàng không ổn

định và làm cho việc quản lý khả năng thanh khoản của các ngân hàng khó khăn và tốn

kém hơn.

Khác với công cụ OMO dùng để điều chỉnh linh hoạt tiền cơ sở trong nền kinh

tế, công cụ dự trữ bắt buộc khó có thể sử dụng để điều chỉnh những thay đổi nhỏ trong

cung ứng tiền tệ. Để sử dụng công cụ này cần xem xét đến yếu tố dài hạn. Ví dụ nếu

NHNN dự báo trong năm tới, dòng vốn vào sẽ tăng mạnh thì để giảm bớt áp lực can

thiệp trung hòa bằng OMO trong năm, ngay từ đầu năm, NHNN sẽ điều chỉnh tăng tỷ lệ

dự trữ bắt buộc trước để giảm bớt cung tiền của TCTD. Mức tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc

tùy thuộc vào tỷ lệ dự trữ bắt buộc hiện tại và các điều kiện tiền tệ khác như nhu cầu vốn

khả dụng của TCTD.

Về tiền gửi của Chính phủ

Để tạo điều kiện thuận lợi cho NHNN kiểm soát, điều tiết tiền tệ khi cần thiết,

NHNN cần nắm đầy đủ thông tin về quy mô tiền gửi Chính phủ hiện tại. Quy mô tiền

gửi Chính phủ tại NHNN thì NHNN đã thu thập được. Bên cạnh đó, cần có một sự phối

hợp chặt chẽ giữa NHNN và Bộ Tài Chính đối với tiền gửi Chính phủ tại các TCTD.

26 Ngày 29/5/2018, NHNN đã ban hành Quyết định số 1158/QĐ-NHNN về dự trữ bắt buộc, nhưng tỷ lệ dự trữ bắt buộc đối với các TCTD không thay đổi so với trước đây, ngoại trừ Quỹ tín dụng nhân dân và Ngân hàng Nông Nghiệp và Phát triển nông thôn Việt Nam.

185

Bộ Tài chính cần thông báo đầy đủ thông tin cho NHNN về khoản tiền gửi này. Bên

cạnh đó, Bộ Tài chính cần cung cấp thông tin về kế hoạch dòng tiền thu và chi ngân sách

của Chính phủ để NHNN nắm được tình hình và linh hoạt sử dụng công cụ này khi cần

thiết.

Bên cạnh các công cụ can thiệp trung hòa trên, theo kinh nghiệm của NHTW một

số nước, NHNN có thể linh hoạt sử dụng các công cụ bổ sung khác như nghiệp vụ hoán

đổi ngoại tệ, phát hành chứng khoán có giá trị bằng ngoại tệ.

5.2.2.3. Giảm chi phí can thiệp trung hòa, nâng cao tính bền vững của hoạt động

can thiệp trung hòa

Với công cụ chủ yếu là nghiệp vụ thị trường mở, chi phí tài chính cao có thể phát

sinh do việc trả lãi cho các loại giấy tờ có giá giao dịch trên thị trường. Ngoài ra, khi sử

dụng các công cụ can thiệp trung hòa bổ sung khác, NHNN cũng tốn chi phí tương tự.

Như vậy, để giảm thiểu chi phí can thiệp trung hòa, khó có thể giảm lãi suất trả cho các

công cụ phát hành. Do đó, NHNN phải chú ý đến nguồn khác bổ sung, đó là nguồn thu

từ dự trữ ngoại hối. NHNN cần chú trọng đến các biện pháp làm tăng khả năng sinh lời

của dự trữ ngoại hối mà NHNN nắm giữ. Nguồn thu được từ dự trữ ngoại hối sẽ phần

nào bù đắp lại chi phí cơ hội và chi phí tài chính cho hoạt động trung hòa khi NHNN can

thiệp trên thị trường ngoại hối. Hơn thế nữa, nếu khai thác tốt nguồn này, NHNN không

chỉ trang trải được chi phí, duy trì được tính bền vững can thiệp trung hòa, mà còn đem

lại nguồn thu cho NHNN, góp phần ổn định và phát triển thị trường tài chính tiền tệ trong

nước. Theo khoản 3 điều 13 Nghị định số 07/2006/NĐ-CP của Chính phủ về Chế độ tài

chính của NHNN Việt Nam, NHNN có khoản thu về nghiệp vụ mua, bán và giao dịch

ngoại hối. Hơn nữa, theo Điều 33 Luật NHNN Việt Nam năm 2010, NHNN được thực

hiện việc mua, bán ngoại hối trên thị trường trong nước vì mục tiêu chính sách tiền tệ

quốc gia; mua, bán ngoại hối trên thị trường quốc tế và thực hiện giao dịch ngoại hối

khác theo quy định của Thủ tướng Chính phủ. Như vậy, NHNN có thể có nguồn thu từ

hoạt động ngoại hối ( Nguồn thu từ mua, bán ngoại hối hoăc lợi tức từ các giấy tờ có giá

186

bằng ngoại tệ). Do đó, để tăng khả năng sinh lời từ dự trữ ngoại hối, NHNN có thể quy

định một hạn mức giao dịch nhất định để kinh doanh ngoại hối trên thị trường quốc tế

và phải có đội ngũ cán bộ chuyên trách thực hiện công việc này một cách chuyên nghiệp.

NHNN sẽ thường xuyên kiểm tra, đánh giá kết quả giao dịch và lập dự phòng để kịp thời

xử lý hậu quả nếu có.

Bên cạnh đó, tính bền vững của hoạt động can thiệp trung hòa của NHNN bị ảnh

hưởng do phụ thuộc vào tỷ giá USD và tỷ trọng USD trong tổng dự trữ ngoại hối. Do

đó, NHNN cần đa dạng hóa các loại ngoại tệ trong dự trữ ngoại hối, tập trung vào các

loại ngoại tệ mạnh khác chứ không phải chỉ có USD là chủ yếu. NHNN cần phân tán rủi

ro, đề phòng khi có những biến động bất lợi cho việc nắm giữ dự trữ ngoại hối của

NHNN.

5.2.2.4. Tăng cường dự báo, phân tích thị trường tiền tệ trong nước và quốc tế, đề

phòng xử lý khi khủng hoảng xảy ra

Trong thời kỳ hội nhập kinh tế quốc tế như hiện nay, diễn biến nền kinh tế thế giới

rất phức tạp, biến động khó lường về mọi mặt. Mở cửa hội nhập tạo ra nhiều cơ hội, thời

cơ cho các quốc gia phát triển. Bên cạnh đó, những khó khăn, thách thức cùng với nguy

cơ khủng hoảng luôn đi kèm. Vì vậy, vấn đề phân tích, dự báo thị trường phải đặc biệt

được coi trọng để có thể đề phòng và kịp thời ứng phó khi nền kinh tế thế giới có những

diễn biến xấu, gây ra khủng hoảng.

NHNN cần phải luôn luôn có một đội ngũ chuyên gia phân tích dự báo xuất sắc,

không chỉ được trang bị đầy đủ kiến thức tài chính tiền tệ mà còn phải có trải nghiệm

thực tế về vấn đề nghiên cứu trước đó. Các chuyên gia này phải liên tục được cử đi học,

bồi dưỡng kiến thức về tài chính, tiền tệ, kinh tế lượng, kinh tế vi mô, vĩ mô. Ngoài việc

học và khảo sát thực tế ở trong nước, họ cần được trải nghiệm thực tế ở NHTW các nước

khác để rút ra bài học kinh nghiệm, phục vụ cho công tác dự báo của NHNN Việt Nam.

187

5.2.2.5. Kiểm soát dòng vốn vào và ra quốc gia trong quá trình hội nhập

Song song với việc tăng cường tích lũy dự trữ ngoại hối khi thị trường ngoại hối

thặng dư và thực hiện can thiệp trung hòa, NHNN nên phối hợp với các Bộ, ngành khác

để kiểm soát tốt dòng vốn vào và ra quốc gia. NHNN có một nhiệm vụ rất quan trọng là

quản lý ngoại hối và sử dụng ngoại hối trên lãnh thổ Việt Nam theo quy định của pháp

luật. Hiện nay, việc chuyển dòng vốn vào Việt Nam và việc chuyển dòng vốn từ Việt

Nam ra nước ngoài đều thực hiện thông qua hệ thống ngân hàng. NHNN cần giám sát

chặt chẽ các dòng vốn này, đảm bảo an toàn, hiệu quả, góp phần hỗ trợ phát triển thị

trường tài chính, huy động vốn cho đầu tư và phát triển, ưu tiên tập trung nguồn lực phát

triển kinh tế trong nước.

5.3. HẠN CHẾ CỦA LUẬN ÁN VÀ HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO

Mặc dù đã cố gắng nghiên cứu nhưng luận án vẫn còn một số hạn chế như sau:

Một là hạn chế về dữ liệu nghiên cứu. Mặc dù Luận án lựa chọn thời điểm thu

thập số liệu theo quý từ quý I/2014 đến quý II/2017 đã phản ảnh khá đầy đủ các giai

đoạn, diễn biến về lạm phát và tích lũy dự trữ ngoại hối quốc gia tại Việt Nam, cũng như

thể hiện khá đủ các biện pháp và cách thực thực hiện can thiệp trung hòa của NHNN.

Tuy nhiên, nếu có thể triển khai thu thập bộ dữ liệu theo hướng mở rộng thời kỳ nghiên

cứu thì có thể sẽ có thêm được các phát kiến mới thực sự có giá trị khoa học. Các nghiên

cứu tiếp theo có thể nghiên cứu cho giai đoạn dài hơn.

Hai là hạn chế về việc thu thập thông tin quản lý về tích lũy dự trữ ngoại hối và

can thiệp trung hòa của NHNN. NHNN đã thay đổi cơ chế điều hành tỷ giá từ Tỷ giá

liên ngân hàng sang Tỷ giá trung tâm kể từ tháng 01/2016. Do đó, cách thức quản lý, xây

dựng và tích lũy dự trữ ngoại hối cũng như cách thức trung hòa trong việc triển khai

chính sách tiền tệ của NHNN có những thay đổi khá căn bản trước và sau khi áp dụng

cơ chế điều hành tỷ giá nêu trên. Tuy nhiên, do không thể tiếp cận được thông tin chi tiết

cũng như số liệu cụ thể liên quan đến sự thay đổi này của NHNN nên luận án chưa thực

hiện và phân tích thêm kiểm định về sự đứt gẫy trong cấu trúc của dữ liệu. Các nghiên

188

cứu tiếp theo nếu có thể thu thập được thông tin cần tiếp tục kiểm định mức độ tin cậy

của các kết quả và khuyến nghị chính sách của luận án trước và sau giai đoạn chuyển

đổi cơ chế điều hành tỷ giá nêu trên.

Ba là hạn chế về thông tin về cơ cấu dự trữ ngoại hối nhà nước. Do NHNN không

công bố số liệu về cơ cấu dự trữ ngoại hối và số liệu khi thực hiện can thiệp trung hòa

nên tác giả chưa tính toán được chi phí để đánh giá chi phí can thiệp trung hòa của

NHNN.Vì vậy, các nghiên cứu tiếp theo nên đi sâu tìm hiểu chi phí, đánh giá tính bền

vững của hoạt động can thiệp trung hòa nếu có thể thu thập được dữ liệu thực tế từ

NHNN.

Chương 5 đã trình bày kết luận vấn đề nghiên cứu, hàm ý chính sách và hạn chế của

nghiên cứu. Tại Việt Nam, dự trữ ngoại hối còn thấp so với các ngưỡng an toàn, tích lũy dự trữ

ngoại hối tác động đến lạm phát cả trong ngắn hạn và dài hạn khi xem xét trong bối cảnh nền

kinh tế có đô la hóa. Hoạt động can thiệp trung hòa chưa thực sự hiệu quả. Công cụ can thiệp

trung hòa được hầu hết các nước sử dụng là OMO. Từ đó, luận án đã đưa ra hàm ý chính sách

nhằm hướng đến các giải pháp tăng tích lũy dự trữ ngoại hối nhưng đồng thời cũng chú trọng

đến các giải pháp tăng hiệu quả can thiệp trung hòa nhằm làm cho quá trình tích lũy dự trữ ngoại

hối của Việt Nam không gây ra lạm phát, góp phần ổn định và phát triển kinh tế vĩ mô. Do hạn

Tóm tắt chương 5

chế thông tin nên luận án chỉ nghiên cứu dữ liệu trong giai đoạn từ quý I/2004 đến quý

II/2017 và chưa tính toán được chi phí can thiệp trung hòa của NHNN. Hơn nữa, trong

giai đoạn nghiên cứu, NHNN đã thay đổi cơ chế điều hành tỷ giá từ tỷ giá liên ngân hàng

sang tỷ giá trung tâm từ tháng 01/2016. Vì vậy, các nghiên cứu tiếp theo nếu có thể thu

thập được dữ liệu có thể nghiên cứu cho giai đoạn dài hơn, tiến hành thêm kiểm định

trước và sau giai đoạn chuyển đổi cơ chế điều hành tỷ giá và tính toán chi phí can thiệp

trung hòa của NHNN. /.

189

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tài liệu tiếng Việt

1. Bùi Duy Hưng (2003). Chi phí trung hòa khi NHTW can thiệp lên thị trường

ngoại hối. Tạp Chí Ngân hàng, 5, 7-9.

2. Dương Hữu Hạnh. (2010). Ngân hàng Trung Ương – Các vai trò và các nghiệp

vụ. Nxb Lao Động.

3. ĐặngVăn Dân. (2015). Đo lường phản ứng can thiệp vô hiệu hóa lên dòng vốn

ngoại tệ vào Việt Nam . Tạp chí Kinh tế và dự báo, 16, 74-77

4. Hạ Thị Thiều Dao (2010), “Thận trọng trong xây dựng lộ trình tự do hóa giao

dịch vốn của Việt Nam”, Tạp chí Phát triển Kinh tế, 232.

5. Hạ Thị Thiều Dao. (2012). Tác động của khủng hoảng kinh tế toàn cầu đến kinh

tế vĩ mô Việt Nam. Tạp chí Công nghệ Ngân hàng.

6. Lê Thị Tuyết Hoa & Nguyễn Thị Nhung. (2011).Tiền tệ ngân hàng. Nxb. Phương

Đông.

7. Mai Thu Hiền & Vũ Thu Huyền. (2011). Dự trữ ngoại hối của Việt Nam, thực

trạng và một số gợi ý chính sách. Tạp chí Ngân hàng,12,11-16.

8. Nguyễn Thị Hồng. (2012). Đô la hóa và điều hành chính sách tiền tệ ở Việt Nam.

Truy xuất từ cơ sở dữ liệu của NHNN Việt Nam.

9. Nguyễn Thị Hồng. (2014). Nâng cao hiệu quả điều hành nghiệp vụ thị trường mở

của Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam. Đề tài nghiên cứu khoa học cấp ngành.

10. Nguyễn Hương Giang. (2010). Sự độc lập của NHTW và một số gợi ý chính sách

cho Việt Nam. Tạp chí Ngân Hàng, 23.

11. Nguyễn Thị Vũ Hà. (2013), Quản lý và điều tiết các dòng vốn nước ngoài ở các

nền kinh tế mới nổi và một số gợi ý cho Việt Nam. Tạp chí Những vấn đề Kinh

tế và Chính trị thế giới, 203(3), 21-33.

12. Nguyễn Văn Tiến. (2013). Tài chính quốc tế hiện đại. Nxb. Thống Kê.

190

13. Phạm Thị Tuyết Trinh. (2015). Tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm

phát: Tiếp cận bằng mô hình VAR. Tạp chí phát triển kinh tế, 26(4), 46-68.

14. Phạm Thị Tuyết Trinh & Nguyễn Thị Hồng Vinh. (2011). Tác động của luồng

vốn vào đến cung tiền và mức độ can thiệp của NHNN Việt Nam. Tạp chí Công

nghệ Ngân hàng, 66.

15. Phạm Thị Tuyết Trinh & Nguyễn Thị Hồng Vinh. (2015). Kinh nghiệm can thiệp

trung hòa tại Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan : Bài học cho Việt Nam. Tạp chí

Khoa học và Công nghệ Ngân hàng , 15, 44-50.

16. Phạm Thị Tuyết Trinh .(2015). Can thiệp trung hòa của NHTW – Góc nhìn từ chi

phí tài chính. Tạp Chí Kinh Tế & Phát Triển, 218, 28-38.

17. Phạm Thị Thu Trang. (2009). Các yếu tố tác động tới lạm phát tại Việt Nam–

Phân tích chuỗi thời gian phi tuyến. Tạp chí Kinh tế và Dự báo.

18. Phạm Thị Hoàng Anh & Bùi Duy Phú. (2013). Đánh giá mức độ can thiệp trung

hòa của NHNN trên thị trường ngoại hối bằng mô hình tuyến tính và phi tuyến

tính. Tạp chí ngân hàng, 16, 8-14.

19. Trần Văn Hùng & Lê Thị Mai Hương. (2014). Chống đô la hóa: Bài học kinh

nghiệm nào cho Việt Nam?. Truy xuất tại http://tapchitaichinh.vn/tai-chinh-quoc-

te/nhan-dinh-du-bao/chong-dola-hoa-bai-hoc-kinh-nghiem-nao-cho-viet-nam-

49560.html

20. Thái Lan Anh. (2016). Cơ chế hoạt động của Quyền rút vốn đặc biệt (SDR) tại

Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF) và mối quan hệ với dự trữ ngoại hối nhà nước của Việt

Nam. Truy xuất từ cơ sở dữ liệu của NHNN Việt Nam.

191

Tài liệu tiếng Anh

1. Aizenman,J.,&Lee,J. (2005). International reserves: precautionary versus

mercantilist views, theory and evidence. Washington, DC: International

Monetary Fund.

2. Aizenman, J., & Glick, R. (2009). Sterilization, monetary policy, and global

financial integration. Review of International Economics, 17(4), 777-801.

3. Alvarez-Plata, P., & Garcia-Herrero, A. (2008). To dollarize or de-dollarize:

Consequences for Monetary Policy. DIW Discussion Paper: No. 842.

4. Argy, V., & Kouri, P. J. (1974). Sterilization policies and the volatility in

international reserves. National Monetary Policies and the International

Financial System, Chicago: University of Chicago.

5. Armas, A., & Grippa, F. (2005). Targeting inflation in a dollarized economy: the

Peruvian experience. IDB Working Paper: No. 448.

6. Bahmani-Oskooee, M., & Domac, I. (2003). On the link between dollarisation

and inflation: Evidence from Turkey. Comparative Economic Studies, 45(3), 306-

328.

7. Basmann, R. L. (1957). A generalized classical method of linear estimation of

coefficients in a structural equation. Econometrica: Journal of the Econometric

Society, 77-83.

8. Berg, A., Borensztein, E., & Mauro, P. (2003). Monetary regime options for Latin

America. Finance and Development, 40(3), 24-27.

9. Brissimis, S. N., Gibson, H. D., & Tsakalotos, E. (2002). A unifying framework

for analysing offsetting capital flows and sterilization: Germany and the ERM.

International Journal of Finance & Economics, 7(1), 63-78.

10. Borivoje D. Krušković1& Tina Maričić (2015). Empirical Analysis of the impact

of foreign exchange reserves to economic growth in emerging economics.

Applied Economics and Finance, 2(1), 102-109.

192

11. Baliño, T. J., Bennett, A., & Borensztein, E. (1999). Monetary policy in dollarized

economies (Vol. 171). International Monetary Fund.

12. Bednařík, R. (2007). Loan dollarization in V4 countries. In Conference on

Increasing Competitiveness or Regional, National and International Markets,

Technical University of Ostrava, MPRA Working Paper (Vol. 14695).

13. Cavoli, T., & Rajan, R. S. (2006). Capital inflows problem in selected Asian

economies in the 1990s revisited: the role of monetary sterilization. Asian

Economic Journal, 20(4), 409-423.

14. Chaudhry, I. S., Akhtar, M. H., Mahmood, K., & Faridi, M. Z. (2011). Foreign

Exchange Reserves and Inflation in Pakistan: Evidence from ARDL Modelling

Approach. International Journal of Economics and Finance, 3(1), 69.

15. Chen, L., & Huang, S. (2012). Transmission effects of foreign exchange reserves

on price level: Evidence from China. Economics Letters, 117(3), 870-873.

16. Chitu, L. (2016). Reserve accumulation, inflation and moral hazard: Evidence

from a natural experiment. European Central Bank Working Paper series.

17. Cumby, R. E., & Obstfeld, M. (1983). Capital Mobility and the Scope for

Sterilization: Mexico in the 1970s. In Financial Policies and the World Capital

Market: The Problem of Latin American Countries (pp. 245-276). University of

Chicago Press.

18. Denbee, E., Jung, C., & Paternò, F. (2016). Stitching together the global financial

safety net. Bank of England Financial Stability Paper, (36).

19. Debt, I. M. F. (2000). Reserve Related Indicators of External Vulnerability.

Policy Development and Review, 3, 10-41.

20. Dominguez, K. (2008). Sterilization. The Princeton Encyclopedia of the World

Economy, 1035 – 1038.

193

21. Drummond, P., Mrema, A., Roudet, S., & Saito, M. (2009). Foreign Exchange

Reserve Adequacy in East African Community Countries. International

Monetary Fund.

22. ECB (2006). The accumulation of foreign reserves. Retrieved from

https://www.ecb.europa.eu/pub/pdf/scpops/ecbocp43.pdf

23. Edison, H. J. (1993). The effectiveness of central-bank intervention: a survey of

the literature after 1982 (Vol. 18). International Finance Section, Department of

Economics, Princeton University, 8-11.

24. Elhiraika, A., & Ndikumana, L. (2007). Reserves accumulation in African

countries: sources, motivations, and effects. Economics Department Working

Paper Series, 24.

25. Espejo, M. R. (2005). Consumer Price Index Manual: Theory and Practice.

Journal of the Royal Statistical Society: Series A (Statistics in Society), 168(2),

461-461.

26. Fisher, I. (1922). Purchasing power of money: Its determination and relation to

credit interest and crises, Rev. AM Kelley, New York.

27. Frankel, J. A., & Okongwu, C. (1996). Liberalizing Portfolio Capital Inflows in

Emerging Markets: Sterilization, Expectations and the Incompleteness of Interest

Rate Convergence. International Journal of Finance and Economics,1(1), 1-24.

28. Frankel, J. A., & Wei, S. J. (2007). Assessing China's exchange rate regime. .

Economic Policy, 22(51), 576-627.

29. Glick, R., & Hutchison, M. (2009). Navigating the trilemma: Capital flows and

monetary policy in China. Journal of Asian Economics, 20(3), 205-224.

30. Goujon, M. (2006). Fighting inflation in a dollarized economy: The case of

Vietnam. Journal of Comparative Economics, 34(3), 564-581.

194

31. Gruben, W. C., & McLeod, D. (2004). Currency competition and inflation

convergence. Center for Latin American Economics. Federal Reserve Bank of

Dallas. Working Paper, 204.

32. Gulde, A. M., Hoelscher, D., Ize, A., Marston, D., & De Nicoló, G. (2004).

Financial stability in dollarized economies (Vol. 230). Washington, DC:

International Monetary Fund.

33. Havrylyshyn, O., & Beddies, C. H. (2003). Dollarisation in the former Soviet

Union: From hysteria to hysteresis. Comparative Economic Studies, 45(3), 329-

357.

34. Heller, H. R. (1979). International reserves and world-wide inflation. Staff

Papers, 23(1), 61-87.

35. Heller, H. R. (1981). International reserves and world-wide inflation: Further

analysis. Staff Papers (International Monetary Fund), 28(1), 230-233.

36. He, D., Chu, C., Shu, C., & Wong, A. (2005). Monetary management in mainland

China in the face of large capital inflows. Research Memorandum - Hong Kong

Monetary Authority, (No. 07).

37. Heysen, S. (2005). Back to Basics-Dollarization: Controlling Risk Is Key.

Finance and Development-English Edition, 42(1), 44-45.

38. Hossain, A. A. (2010). Monetary targeting for price stability in Bangladesh: How

stable is its money demand function and the linkage between money supply

growth and inflation?. Journal of Asian Economics, 21(6), 564-578.

39. Humpage, O. F. (2013). The limitations of foreign-exchange intervention:

Lessons from Switzerland. Economic Commentary, 13.

40. Hviding, K., Nowak, M., & Ricci, L. A. (2004). Can higher reserves help reduce

exchange rate volatility?. IMF Working Paper WP/04/189. Retrieved from

http://www.imf.org/external/ pubs/ft/wp/2004/wp04189.pdf

195

41. Inoguchi, M. (2003). How Did the Bank of Thailand Respond to Capital Inflows

before a Crisis? Sterilization and Base Money in the 1990's. The Singapore

Economic Review, 48(01), 39-60.

42. International Monetary Fund. (2009). Balance of payment and international

Investment Position manual.

43. International Monetary Fund. (2011). Assessing the Need for Foreign Currency

Reserves. IMF survey magazine: policy.

44. International Monetary Fund. (2016). Adequacy of the Global Financial Safety

Net. March 2016.

45. Ize, A., & Yeyati, E. L. (2006). Financial de-dollarization: is it for real?. In

Financial Dollarization (pp. 38-63). Palgrave Macmillan, London.

46. Khan, M. S. (1979). Inflation and international reserves: a time-series analysis.

Staff Papers, 26(4), 699-724.

47. Kydland, F. E., & Prescott, E. C. (1977). Rules rather than discretion: The

inconsistency of optimal plans. The journal of political Economy, 473-491.

48. Kwon, T. Y. (2013). The effectiveness and sustainability of foreign exchange

market interventions and sterilisation policies (Doctoral dissertation, University

of Birmingham).

49. Krugman, P. R., Obstfeld, M. & Melitz, M.J.(2012). International economics:

Theory and policy, 9/E. Pearson Education India, 467.

50. Kurasawa, K., & Marty, A. L. (2007). “Optimal” inflation under dollarization.

Journal of International Money and Finance, 26(2), 251-264.

51. Lavigne, R. (2008). Sterilized Intervention in Emerging-Market Economies:

Trends, Costs, and Risks (No. 2008-4). Bank of Canada Discussion Paper.

52. Lavrac, V. (1999). Exchange Rate of the Slovenian Tolar in the Context of

Slovenia's Inclusion in the EU and in the EMU, Working Paper, Ljubljana.

196

53. Lawrence R. Klein, An Introduction to Econometrics, Prentice-Hall, Inc., New,

Jersey, 1962, p101.

54. Lee, J. Y. (1996). Implications of a Surge in Capital Inflows; Available tools and

Consequences for the Conduct of Monetary Policy (No. 96/53). International

Monetary Fund.

55. Lin, M. Y., & Wang, J. S. (2005). Foreign exchange reserves and inflation: an

empirical study of five east Asian economies. Aletheia University, Taiwan ,

Chengchi University, Taiwan, 1-18.

56. Ljubaj, I., Martinis, A., & Mrkalj, M. (2010). Capital Inflows and Efficiency of

Sterilisation–Estimation of Sterilisation and Offset Coefficients.Working papers

- Croatian National Bank, (No. W-24).

57. Lybek, T. (2004). Central bank autonomy, accountability, and governance:

Conceptual framework. In IMF Seminar on Current Developments in Monetary

and Financial Law, Washington, DC.

58. Manual, P. P. I. (2004). Producer Price Index Manual: Theory and Practice.

Published for ILO, IMF, OECD, UN, Eurostat, The World Bank by IMF,

Washington, DC.

59. Martin, M. F. (2009, July). East Asia's foreign exchange rate policies. Library of

congress Washington Dc congressional research service.

60. McCandless Jr, G. T., & Weber, W. E. (1995). Some monetary facts. Federal

Reserve Bank of Minneapolis. Quarterly Review-Federal Reserve Bank of

Minneapolis, 19(3), 2.

61. Mengesha, L. G., & Holmes, M. J. (2015). Does dollarization reduce or produce

inflation?. Journal of Economic Studies, 42(3), 358-376.

62. Mehrotra, A. (2013). On the use of sterilisation bonds in emerging Asia (No.

1/2013). Bank of Finland, Institute for Economies in Transition.

197

63. Meyn, M., & Kennan, J. (2009). The implications of the global financial crisis for

developing countries' export volumes and values. Overseas development institute

(ODI).

64. Mecagni, M. M., Corrales, M. J. S., Dridi, M. J., Garcia-Verdu, M. R., Imam, P.

A., Matz, M. J., ... & Narita, M. M. (2015). Dollarization in Sub-Saharan

Africa: Experiences and Lessons. International Monetary Fund.

65. Mishkin, F. S. (2007). The economics of money, banking, and financial markets.

Pearson education, 639-640

66. Mishkin, F. S., & Eakins, S. G. (2006). Financial markets and institutions.

Pearson Education India.

67. Moghadam, R., Hagan, S., Tweedie, A., Viñals, J., & Ostry, J. D. (2010). The

Fund’s Mandate—Future Financing Role. IMF, March, 25, 2010.

68. Moghadam, R. (2010). Reserve accumulation and international monetary

stability. International Monetary Fund, 13.

69. Mohan, R. (2008). Capital flows to India. BIS Papers, 44, 235-263.

70. Moreno, R. (1996). Intervention, sterilization, and monetary control in Korea and

Taiwan. Economic Review-Federal Reserve Bank of San Francisco, (3), 23.

71. Mohanty, B., & Bhanumurthy, N. R. (2014). Exchange rate regimes and inflation:

Evidence from India. International Economic Journal, 28(2), 311-332.

72. Mwase, N., & Kumah, F. Y. (2015). Revisiting the concept of dollarization: The

global financial crisis and dollarization in low-income countries. International

Monetary Fund.

73. Nassar, K. B. (2005). Money demand and inflation in Madagascar (No. 5-236).

International Monetary Fund.

74. Neumann, M. J. (1973). Special drawing rights and inflation. Weltwirtschaftliches

Archiv, 109(2), 232-252.

198

75. Neely, C. (2017). Chinese Foreign Exchange Reserves, Policy Choices and the

US Economy (No. 2017-1). Federal Reserve Bank of St. Louis.

76. Nguyen, B. V. (2015). Effects of fiscal deficit and money M2 supply on inflation:

Evidence from selected economies of Asia. Browser Download This Paper.

77. Nguyen, P. T., Le, H. D., & Hoang, H. T. (2018). The Efficient Sterilization of

Central Bank: Suitable Estimation Method. In International Econometric

Conference of Vietnam (639-647). Springer, Cham.

78. Oner, C. (2010). What is inflation. Finance and Development, 44-45.

79. Oner, C. (2012). Inflation: Prices on the rise. International Monetary Fund:

Finance and Development.

of Money, Credit and Banking, 15(2), 174-185.

80. Ortiz, G. (1983). Currency substitution in Mexico: The dollarization problem. Journal

81. Ouyang, Y. A., R. S. Rajan, and T. D. Willett (2007). China as a Reserve Sink:

The Evidence from Offset and sterilization Coefficients, Hong Kong Institute for

Monetary Research, paper No. 10/2007.

82. Ouyang, A. Y., Rajan, R. S., & Willett, T. D. (2010). China as a reserve sink: The

evidence from offset and sterilization coefficients. Journal of International

Money and Finance, 29(5), 951-972.

83. Ouyang, A. Y., & Rajan, R. S. (2011). Reserve accumulation and monetary

sterilization in Singapore and Taiwan. Applied economics, 43(16), 2015-2031.

84. Ostry, J. D., Ghosh, A. R., Habermeier, K., Chamon, M., Qureshi, M. S., &

Reinhardt, D. (2010). Capital inflows: The role of controls. Revista de Economia

Institucional, 12(23), 135-164.

85. Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. (2001). Bounds testing approaches to the

analysis of level relationships. Journal of applied econometrics, 16(3), 289-326.

86. Pineau, G., Dorrucci, E., Comelli, F., & Lagerblom, A. (2006). The accumulation

of foreign reserves. ECB Occasional Paper, (43).

199

87. Quispe-Agnoli, M. (2002). Costs and Benefits of dollarization. In LACC

Conference on Dollarization and Latin America, Miami, Florida.

88. Quispe-Agnoli, M., & Whisler, E. (2006). Official dollarization and the banking

system in Ecuador and El Salvador. Economic Review-Federal Reserve Bank of

Atlanta, 91(3), 55.

89. Rabin, A., & Pratt, L. J. (1981). A note on heller's use of regression analysis. Staff

Papers (International Monetary Fund), 28(1), 225-229.

90. Reinhart, C. M., Rogoff, K. S., & Savastano, M. A. (2003). Addicted to dollars

(No. w10015). National bureau of economic research.

91. Reinhart, C. M., & Reinhart, V. R. (1999). On the use of reserve requirements in

dealing with capital flow problems. International Journal of Finance &

Economics, 4(1), 27.

92. Reinhart, C. M., & Rogoff, K. S. (2009). This time is different: Eight centuries of

financial folly. princeton university press.

93. Sahay, R., & Vegh, C. (1995). Dollarization in transition economies: evidence

and policy implications.

94. Samuelson, P. A., & Nordhaus, W. (1976). Economics (10th edn). New York and

London: McGraw-Hill.

95. Schiller, B. R. (2011). The macro economy today. Tata McGraw-Hill Education.

96. Sloman, J. (2006). Economics, 6th. Pearson Education Limited, 674.

97. Soto, R. (2009). Dollarization, economic growth, and employment. Economics

Letters, 105(1), 42-45.

98. Steiner, A. (2009). Does the Accumulation of International Reserves Spur

Inflation? A Panel Data Analysis. Osnabrueck: University of Osnabrueck.

99. Steiner, A. (2017). Does the accumulation of international reserves spur inflation?

A reappraisal. The North American Journal of Economics and Finance, 41, 112-

132.

200

100. Stiglitz, J. E. (2006). Making globalisation work. Economic and Social Research

Institute (ESRI) Research Series.

101. Stiglitz, J., Sen, A., & Fitoussi, J. P. (2009). The measurement of economic

performance and social progress revisited. Reflections and overview. Commission

on the Measurement of Economic Performance and Social Progress, Paris.

102. Stone, C. and Cox, K. (2008). Economic Polilcy in a weakening economy,

principles for fiscal stimulus, Center on Buget and Policy Priorites,

http://www.cbpp.org/files/1-8-08bud.pdf.

103. Takagi, S., & Esaka, T. (2001). Sterilization and the capital inflow problem in

East Asia, 1987-97. In Regional and Global Capital Flows: Macroeconomic

Causes and Consequences, NBER-EASE Volume 10 (pp. 197-226). University of

Chicago Press.

104. Terada-Hagiwara, A. (2004). Reserve accumulation, sterilization, and policy

dilemma.

105. Thaicharoen, Y., & Ananchotikul, N. (2008). Thailand’s experiences with rising

capital flows: recent challenges and policy responses. Financial Globalisation

and Emerging Market Capital Flows, 427-65.

106. Theil, H. (1953). Repeated least squares applied to complete equation systems.

The Hague: central planning bureau.

107. Totonchi, J. (2011). Macroeconomic theories of inflation. In International

Conference on Economics and Finance Research ( 459-462). Singapore: IACSIT

Press.

108. Vargas, H., González, A., & Rodríguez, D. (2013). Foreign exchange intervention

in Colombia.

109. Villanueva, D., & Seng, L. C. (1999). Managing capital flows in SEACEN

countries: A policy agenda. Southeast Asian Central Banks Research and

Training Centre, February. Mimeograph.

201

110. Wang, Y. (2010). Effectiveness of capital controls and sterilizations in China.

China & World Economy, 18(3), 106-124.

111. Yeyati, E. L. (2006). Financial dollarization: evaluating the consequences.

economic Policy, 21(45), 62-118.

112. Yeyati, E. L. (2008). Liquidity insurance in a financially dollarized economy. In

Financial Markets Volatility and Performance in Emerging Markets (pp. 185-

218). University of Chicago Press.

113. Zainal, Z. (2007). Case study as a research method. Jurnal Kemanusiaan, (9), 1-

114. Zhang, C. (2010). Sterilization in China: effectiveness and cost. Working papers,

University of Pennsylvania , Wharton School, Weiss Center.

115. Zhou, L., Zhang, N., & Chen, Q. Y. (2013). Foreign Exchange Reserves,

Monetary Policy and Inflation: an Empirical Study from China. Advances in

Information Sciences and Service Sciences, 5(4), 920.

116. Zoryan, H. (2005). The measurement of co-circulation of currencies and

dollarization in the Republic of Armenia. European Journal of Comparative

Economics, 2(1), 41-65.

117. Zellner, A., & Theil, H. (1962). Three-stage least squares: simultaneous

estimation of simultaneous equations. Econometrica: Journal of the Econometric

Society, 54-78.

202

DANH MỤC CÁC CÔNG TRÌNH CỦA TÁC GIẢ

Bài báo

1. Nguyen, P. T., Le, H. D., & Hoang, H. T. (2018, January). The Efficient Sterilization

of Central Bank: Suitable Estimation Method. In International Econometric Conference

of Vietnam (pp. 639-647). Springer, Cham.

2. Nguyễn Thị Kim Phụng & Đoàn Thanh Hà. (2018). Hiệu quả hoạt động can thiệp

trung hòa tại Việt Nam. Tạp chí Ngân hàng. Tháng 5/2018, số 10 , trang 4-14.

3. Nguyễn Thị Kim Phụng & Hoàng Thị Thanh Hằng. (2018). Tác động tích lũy dự trữ

ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật. Tháng 6 – 2018, trang

64 - 75.

4. Nguyễn Thị Kim Phụng & Hoàng Thị Thanh Hằng.(2018). Phương pháp ước lượng

hiệu quả can thiệp trung hòa của Ngân hàng Trung Ương. Tạp chí Công nghệ Ngân hàng.

Tháng 6 – 2018, trang 18-26.

Đề tài nghiên cứu khoa học

1. Thành viên đề tài : Quản trị tài sản thương hiệu của các Ngân hàng thương mại Việt

Nam: Nghiên cứu trường hợp các ngân hàng tại TP. Hồ Chí Minh. Chủ nhiệm đề tài :

TS. Nguyễn Văn Thụy. Đề tài nghiên cứu khoa học cấp trường. Nghiệm thu tháng

6/2017 theo Quyết định Số 1203A/QĐ-ĐHNH ngày 25 tháng 6 năm 2017.

2. Thành viên đề tài : Ảnh hưởng của năng lực quản trị đến kết quả hoạt động kinh doanh

của Ngân hàng thương mại trên địa bàn Tp.HCM. Chủ nhiệm đề tài : TS. Nguyễn Văn

Thụy. Đề tài nghiên cứu khoa học cấp trường. Nghiệm thu tháng 9/2014 theo Quyết

định Số 1451/QĐ-ĐHNH ngày 19 tháng 9 năm 2014

203

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC 1 XÂY DỰNG MÔ HÌNH ƯỚC LƯỢNG HIỆU QUẢ CAN THIỆP TRUNG HÒA

KHI CHƯA CÓ BIẾN KHỦNG HOẢNG

Luật NHNN Việt Nam 2010 quy định “Chính sách tiền tệ quốc gia là các quyết

định về tiền tệ ở tầm quốc gia của cơ quan nhà nước có thẩm quyền, bao gồm quyết định

mục tiêu ổn định giá trị đồng tiền biểu hiện bằng chỉ tiêu lạm phát, quyết định sử dụng

các công cụ và biện pháp để thực hiện mục tiêu đề ra”27. Trên cơ sở đó, đối tượng kiểm

soát chính trong mục tiêu của CSTT của NHNN là lạm phát. NHNN điều hành lãi suất

và tỷ giá phù hợp với diễn biến kinh tế vĩ mô, tiền tệ, đặc biệt là diễn biến của lạm phát.

Như vậy, NHNN chủ yếu quan tâm đến lạm phát mục tiêu, còn về tỷ giá, NHNN chủ

yếu quan tâm đến biến động tỷ giá hối đoái chứ không quản lý theo tỷ giá mục tiêu. Do

đó, tương tự như Ouyang & Rajan (2011), tỷ giá mục tiêu sẽ không có trong hàm tổn

thất như trong nghiên cứu của Brissimis & ctg (2002).

(A1.1)

𝐿𝑡 = 𝛽(∆𝐶𝑃𝐼𝑡)2 + 𝛾(𝑌𝑡)2 + 𝛿(𝜎𝑟,𝑡)2 + 𝜀(𝜎𝑒,𝑡)

Hàm tổn thất của NHNN Việt Nam có dạng :

Các biến trong hàm tổn thất được xác định dưới đây:

(1) Lạm phát

Lạm phát phụ thuộc vào thay đổi cung tiền hiện tại, lạm phát kỳ trước, thay đổi tỷ giá

∆𝐶𝑃𝐼𝑡 = 𝜋1[(∆𝑁𝐹𝐴𝑡 + ∆𝑁𝐷𝐴𝑡)𝑚𝑚𝑡 + 𝑀𝐵𝑡∆𝑚𝑚𝑡] + 𝜋2∆𝐶𝑃𝐼𝑡−1 + 𝜋3∆𝑒𝑡 + 𝜋4∆𝐷𝐿𝑡−1 + (A1.2)

hiện tại và thay đổi mức độ đô la hóa kỳ trước.

27 Khoản 1 điều 3 Luật NHNN 2010.

204

(2) Độ lệch sản lượng

Độ lệch sản lượng phụ thuộc vào thay đổi cung tiền hiện tại và độ lệch sản lượng kỳ

trước.

𝑌𝑡 = 𝜑1[(∆𝑁𝐹𝐴𝑡 + ∆𝑁𝐷𝐴𝑡)𝑚𝑚𝑡 + 𝑀𝐵𝑡∆𝑚𝑚𝑡] + 𝜑2𝑌𝑡−1 (A1.3)

∆𝑁𝐹𝐴𝑡 = ∆𝐶𝐴𝑡 + ∆𝐾𝑡 (A1.4) ( Bỏ qua lỗi và sai sót thống kê)

(3) Cán cân thanh toán

Trong đó, CA là cán cân vãng lai và Kt là cán cân vốn.

Cán cân vãng lai phụ thuộc vào cán cân vãng lai kỳ trước, độ lệch sản lượng có độ trễ

𝐶𝐴𝑡 = 𝛼1𝐶𝐴𝑡−1 + 𝛼2𝑌𝑡−1+ 𝛼3Δ𝑒𝑡 (A1.5) ( Trong đó et là tỷ giá VND/USD)

và tỷ giá danh nghĩa.

Cán cân vốn giả định phụ thuộc vào sự khác biệt lãi suất không bảo hiểm (uncovered

∗) (A1.6)

K𝑡 = (

1 ) ∆(𝑒𝑡 − 𝐸𝑡𝑒𝑡+1 + 𝑟𝑡 − 𝑟𝑡

𝑐

interest differentials).

Trong đó Etet+1 là kỳ vọng hiện tại của tỷ giá USD/VND ở thời điểm t+1; rt là lãi suất

t là lãi suất nước ngoài; c đại diện cho mức độ chu chuyển vốn quốc tế.

trong nước, r*

∆𝑟𝑡 = −ψ1[(∆𝑁𝐹𝐴𝑡 + ∆𝑁𝐷𝐴𝑡)𝑚𝑚𝑡 + 𝑀𝐵𝑡∆𝑚𝑚𝑡] (A1.7)

Lãi suất phụ thuộc vào sự thay đổi cung tiền.

∗ + 𝐸𝑡𝑒𝑡+1) + 𝜋4∆𝐷𝐿𝑡−1

∆𝐶𝑃𝐼𝑡 = {𝜋1𝑚𝑚𝑡 + [𝑐𝜋3/(1 + 𝑐𝛼3)] + [𝜋3𝜓1𝑚𝑚𝑡/(1 + 𝑐𝛼3)]}𝑁𝐹𝐴𝑡 +{𝜋1𝑚𝑚𝑡 + [𝜋3𝜓1𝑚𝑚𝑡/(1 + 𝑐𝛼3)]}𝑁𝐷𝐴𝑡 +(𝜋1𝑀𝐵𝑡 + 𝜋3𝜓1𝑀𝐵𝑡)Δ𝑚𝑚𝑡 − [𝛼2𝑐𝜋3/(1 + 𝑐𝛼3)]𝑌𝑡−1 + 𝜋2∆𝐶𝑃𝐼𝑡−1 − [𝛼1𝑐𝜋3/(1 + 𝑐𝛼3)]CA𝑡−1 + [𝜋3/(1 + 𝑐𝛼3)]∆(𝑟𝑡 (A1.8)

Thay thế (A1.3), (A1.4), (A1.5), (A1.6), (A1.7) vào (A1.2), ta có:

205

(4) Biến động lãi suất

Biến động lãi suất (𝜎𝑟,𝑡)phụ thuộc vào độ biến động lãi suất trong quá khứ và độ can

thiệp của NHNN trên thị trường tiền tệ. NHNN bơm tiền vào thị trường (NDAt > 0) để

ngăn ngừa lãi suất tăng khi thị trường tiền tệ thâm hụt. Và ngược lại, khi thị trường tiền

tệ thặng dư, NHNN rút tiền từ thị trường (NDAt < 0) để ngăn ngừa việc giảm lãi suất.

𝜎𝑟,𝑡 = 𝜂𝜎𝑟,𝑡−1 − 𝜁(∆𝑁𝐷𝐴𝑡 − 𝑑1∆𝑁𝐷𝐴𝑡) (A1.9)

Vì vậy, biến động lãi suất được xác định như sau:

Trong đó, d1 là biến giả, d1 = 0 khi thị trường tiền tệ thâm hụt (∆𝑁𝐷𝐴𝑡 > 0) , d1 =2 khi

thị trường tiền tệ thặng dư (∆𝑁𝐷𝐴𝑡 < 0).

(5) Biến động tỷ giá

Tương tự như biến động lãi suất, biến động tỷ giá (𝜎𝑒,𝑡) phụ thuộc vào biến động tỷ giá

trong quá khứ, độ can thiệp của NHNN trên thị trường ngoại hối. Khi thị trường ngoại

0) và ngược lại, khi thị trường ngoại tệ thặng dư, để tránh giảm tỷ giá, NHNN sẽ can

hối thâm hụt, NHNN sẽ can thiệp bán trên thị trường để tránh tăng tỷ giá (∆𝑁𝐹𝐴𝑡 <

𝜎𝑒,𝑡 = 𝜅𝜎𝑒,𝑡−1 − 𝜉(∆𝑁𝐹𝐴𝑡 − 𝑑2∆𝑁𝐹𝐴𝑡) (A1.10)

thiệp mua trên thị trường (∆𝑁𝐹𝐴𝑡 > 0). Vì vậy, biến động tỷ giá được thể hiện như sau:

Trong đó, d2 là biến giả, d2 = 2 khi thị trường ngoại hối thâm hụt ((∆𝑁𝐹𝐴𝑡 < 0), d2 =0

khi thị trường ngoại hối thặng dư (∆𝑁𝐹𝐴𝑡 > 0) .

Mối liên hệ giữa biến động lãi suất và NDAt xác định phương trình can thiệp trên thị

trường tiền tệ trong nước và mối liên hệ giữa biến động tỷ giá và NFAt xác định phương

trình can thiệp trên thị trườn ngoại hối.

Giả sử NHNN tối thiểu hóa hàm tổn thất ở phương trình (A1.1) với những công cụ chính

sách có sẳn (∆𝑁𝐹𝐴𝑡 và ∆𝑁𝐷𝐴𝑡) tùy thuộc vào các ràng buộc nền kinh tế được đưa ra

trong các phương trình (A1.3), (A1.8), (A1.9), (A1.10), khi đó điều kiện để NHNN tối

thiểu hóa hàm tổn thất là :

= 0 (A1.11a)

𝜕𝐿𝑡 𝜕∆𝑁𝐷𝐴𝑡

= 0 (A1.11b)

𝜕𝐿𝑡 𝜕∆𝑁𝐹𝐴𝑡

206

Thay thế các biến ở các phương trình (A1.3), (A1.8), (A1.9), (A1.10) vào phương trình

2𝛾𝑚𝑚𝑡]/𝑢1}Δ𝑁𝐹𝐴𝑡

2𝛾𝑀𝐵𝑡]/𝑢1}Δ𝑚𝑚𝑡

∗ + 𝐸𝑡𝑒𝑡+1)

2𝛾𝑚𝑚𝑡 − 𝛿𝜁2(𝑑1 − 1)2]

2𝛾𝑚𝑚𝑡]/𝑢2}Δ𝑁𝐷𝐴𝑡

2𝛾𝑀𝐵𝑡]/𝑢2}Δ𝑚𝑚𝑡

∗ + 𝐸𝑡𝑒𝑡+1)

∆𝑁𝐷𝐴𝑡 = −{[𝛽𝜋1(𝑚𝑚𝑡+(𝑐𝜋3 − 𝜋3𝜑1𝑚𝑚𝑡)/(1 + 𝑐𝛼3) + 𝜑1 −{[𝛽𝜋1𝑀𝐵𝑡(𝜋1 + 𝜋3𝜓1) + 𝜑1 − [(𝛽𝜋1𝜋2)/𝑢1]∆ 𝐶𝑃𝐼𝑡−1 +{[(𝛼2𝛽𝑐𝜋1𝜋3/(1 + 𝑐𝛼3) − 𝜑1𝜑2)]/𝑢1} 𝑌𝑡−1 + { [(𝛼1𝛽𝑐𝜋1𝜋3/(1 + 𝑐𝛼3)]/𝑢1}ΔCA𝑡−1 − {[(𝛽𝜋1𝜋3/(1 + 𝑐𝛼3)]/𝑢1)}∆(𝑟𝑡 − (𝛽𝜋1𝜋4/𝑢1)∆𝐷𝐿𝑡−1 − [𝛿𝜁(𝑑1 − 1)𝜂/𝑢1]𝜎𝑟,𝑡−1 (A12a) Trong đó: 𝑢1 = [ 𝛽𝜋1𝑚𝑚𝑡((𝜋1 + 𝜓1/(1 + 𝑐𝛼3)) + 𝜑1 ∆𝑁𝐹𝐴𝑡 = −{[𝛽𝜋1𝑚𝑚𝑡(𝜋1 + 𝜓1/(1 + 𝑐𝛼3)) + 𝜑1 −{[𝛽𝜋1𝑀𝐵𝑡(𝜋1 + 𝜋3𝜓1) + 𝜑1 − [(𝛽𝜋1𝜋2)/𝑢2]∆ 𝐶𝑃𝐼𝑡−1 +{[(𝛼2𝛽𝑐𝜋1𝜋3/(1 + 𝑐𝛼3) − 𝜑1𝜑2)]/𝑢2} 𝑌𝑡−1 + { [(𝛼1𝛽𝑐𝜋1𝜋3/(1 + 𝑐𝛼3)]/𝑢2}ΔCA𝑡−1 − {[(𝛽𝜋1𝜋3/(1 + 𝑐𝛼3)]/𝑢2)}∆(𝑟𝑡 − (𝛽𝜋1𝜋4/𝑢2)∆𝐷𝐿𝑡−1 − [𝜀𝜁(𝑑2 − 1)/𝑢2𝜅]𝜎𝑒,𝑡−1(A12b) Trong đó:

2𝛾𝑚𝑚𝑡] − 𝜀𝜉2(𝑑2 − 1)2

𝑢2 = [𝛽𝜋1(𝑚𝑚𝑡+(𝑐𝜋3 − 𝜋3𝜑1𝑚𝑚𝑡)/(1 + 𝑐𝛼3) + 𝜑1

(A1.11a), (A1.11b) và giải hệ phương trình này, ta có được kết quả như sau:

207

PHỤ LỤC 2 KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH ARDL BOUND

TEST

Bảng A2.1. Thống kê mô tả các biến

Chỉ tiêu CPI

DL

MM

NDA_AD

NFA_AD

V

Y

Mean

1.057985 0.158977 5.045583 0.070254

0.448075

0.567697

-0.000725

Median

1.018028 0.160551 5.346979 0.066249

0.318632

0.543749

-0.183346

Maximum 1.541174 0.238277 6.534005 0.513649

1.665142

1.443760

3.015828

Minimum

0.535784 0.085000 3.428849 -0.372184

0.104920

0.132285

-1.835627

Std. Dev.

0.349472 0.047718 1.056116 0.136851

0.339183

0.322484

1.077453

Covariance Analysis: Ordinary

Sample: 2004Q1 2017Q2

Included observations: 54

Correlation

NDA_AD

NFA_AD

Probability

1.000000

-----

-0.922135

1.000000

0.0000

-----

NDA_AD

-0.138412

0.335837

1.000000

0.3182

0.0130

-----

NFA_AD

0.001826

-0.160872

-0.170348

1.000000

0.9895

0.2452

0.2181

-----

0.408424

-0.398668

-0.275140

-0.696227

1.000000

0.0022

0.0028

0.0441

0.0000

-----

-0.057000

-0.006362

-0.277079

-0.115108

0.044692

1.000000

0.6822

0.9636

0.0425

0.4072

0.7483

-----

Bảng A2.2. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến

208

Dependent Variable: CPI

Method: ARDL

Sample (adjusted): 2005Q1 2017Q2

Included observations: 50 after adjustments

Maximum dependent lags: 4 (Automatic selection)

Model selection method: Schwarz criterion (SIC)

Dynamic regressors (4 lags, automatic): NFA_AD NDA_AD MM Y V DL

Fixed regressors: C

Number of models evalulated: 62500

Selected Model: ARDL(2, 1, 2, 3, 4, 1, 2)

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.*

CPI(-1)

1.147319

0.119327

9.614899

0.0000

CPI(-2)

-0.426621

0.110957

-3.844911

0.0006

NFA_AD

0.057566

0.020834

2.763019

0.0100

NFA_AD(-1)

0.048671

0.014965

3.252378

0.0030

NDA_AD

0.009273

0.026252

0.353232

0.7266

NDA_AD(-1)

0.070386

0.026058

2.701095

0.0116

NDA_AD(-2)

0.072564

0.022991

3.156203

0.0038

0.014018

0.008315

1.685932

0.1029

MM(-1)

-0.002757

0.008214

-0.335599

0.7397

MM(-2)

0.019933

0.008018

2.486146

0.0191

MM(-3)

0.026536

0.007911

3.354158

0.0023

-0.005037

0.002369

-2.126353

0.0424

Y(-1)

0.000372

0.002751

0.135292

0.8933

Y(-2)

-0.003849

0.003954

-0.973222

0.3388

Y(-3)

-0.008277

0.004467

-1.852788

0.0745

Y(-4)

0.022719

0.003513

6.466909

0.0000

0.057480

0.023917

2.403295

0.0231

V(-1)

0.055027

0.016340

3.367545

0.0022

0.048147

0.024757

1.944779

0.0619

DL(-1)

0.012408

0.036795

0.337234

0.7385

DL(-2)

-0.167291

0.030499

-5.485137

0.0000

0.075434

0.079128

0.953317

0.3486

R-squared

0.999599 Mean dependent var

1.098350

Adjusted R-squared

0.999299 S.D. dependent var

0.331127

Bảng A2.3. Kết quả chạy mô hình ARDL

S.E. of regression

0.008767 Akaike info criterion

-6.335549

Sum squared resid

0.002152 Schwarz criterion

-5.494259

Log likelihood

180.3887 Hannan-Quinn criter.

-6.015181

F-statistic

3327.582 Durbin-Watson stat

1.697823

Prob(F-statistic)

0.000000

*Note: p-values and any subsequent tests do not account for model

selection.

209

ARDL Bounds Test

Sample: 2005Q1 2017Q2

Included observations: 50

Null Hypothesis: No long-run relationships exist

Test Statistic

Value

F-statistic

10.51498

Critical Value Bounds

Significance

I0 Bound

I1 Bound

10%

1.99

2.94

2.27

3.28

2.5%

2.55

3.61

2.88

3.99

Test Equation:

Dependent Variable: D(CPI)

Method: Least Squares

Sample: 2005Q1 2017Q2

Included observations: 50

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

D(CPI(-1))

0.426621

0.110957

3.844911

0.0006

Bảng A2.4. Kết quả kiểm định Bounds Test

D(NFA_AD)

0.057566

0.020834

2.763019

0.0100

D(NDA_AD)

0.009273

0.026252

0.353232

0.7266

D(NDA_AD(-1))

-0.072564

0.022991

-3.156203

0.0038

D(MM)

0.014018

0.008315

1.685932

0.1029

D(MM(-1))

-0.046469

0.008478

-5.481385

0.0000

D(MM(-2))

-0.026536

0.007911

-3.354158

0.0023

D(Y)

-0.005037

0.002369

-2.126353

0.0424

D(Y(-1))

-0.010593

0.003215

-3.295403

0.0027

D(Y(-2))

-0.014442

0.004018

-3.593913

0.0012

D(Y(-3))

-0.022719

0.003513

-6.466909

0.0000

D(V)

0.057480

0.023917

2.403295

0.0231

D(DL)

0.048147

0.024757

1.944779

0.0619

D(DL(-1))

0.167291

0.030499

5.485137

0.0000

0.075434

0.079128

0.953317

0.3486

NFA_AD(-1)

0.106237

0.030709

3.459431

0.0018

NDA_AD(-1)

0.152223

0.040953

3.717065

0.0009

MM(-1)

0.057730

0.010770

5.360261

0.0000

Y(-1)

0.005928

0.002586

2.292639

0.0296

V(-1)

0.112508

0.032797

3.430387

0.0019

DL(-1)

-0.106736

0.021591

-4.943613

0.0000

CPI(-1)

-0.279302

0.039795

-7.018573

0.0000

R-squared

0.874154 Mean dependent var

0.019458

Adjusted R-squared

0.779770 S.D. dependent var

0.018681

S.E. of regression

0.008767 Akaike info criterion

-6.335549

Sum squared resid

0.002152 Schwarz criterion

-5.494259

Log likelihood

180.3887 Hannan-Quinn criter.

-6.015181

F-statistic

9.261653 Durbin-Watson stat

1.697823

Prob(F-statistic)

0.000000

210

211

ARDL Cointegrating And Long Run Form

Original dep. variable: CPI

Selected Model: ARDL(2, 1, 2, 3, 4, 1, 2)

Sample: 2004Q1 2017Q2

Included observations: 50

Cointegrating Form

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable

0.426621

0.062038

6.876802

0.0000

D(CPI(-1))

0.057566

0.010478

5.494242

0.0000

D(NFA_AD)

0.009273

0.015931

0.582080

0.5652

D(NDA_AD)

D(NDA_AD(-1))

-0.072564

0.017066

-4.252010

0.0002

0.014018

0.005158

2.717599

0.0112

D(MM)

-0.046469

0.006762

-6.871946

0.0000

D(MM(-1))

-0.026536

0.006380

-4.159259

0.0003

D(MM(-2))

-0.005037

0.001764

-2.855163

0.0080

D(Y)

-0.010593

0.002324

-4.557267

0.0001

D(Y(-1))

-0.014442

0.003162

-4.567046

0.0001

D(Y(-2))

-0.022719

0.002922

-7.774513

0.0000

D(Y(-3))

0.057480

0.012435

4.622298

0.0001

D(V)

0.048147

0.017130

2.810627

0.0089

D(DL)

0.167291

0.025499

6.560768

0.0000

D(DL(-1))

-0.279302

0.027238

-10.254257

0.0000

CointEq(-1)

Cointeq = CPI - (0.3804*NFA_AD + 0.5450*NDA_AD + 0.2067*MM + 0.0212

*Y + 0.4028*V -0.3822*DL + 0.2701 )

Long Run Coefficients

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable

0.0031

0.380366

0.117562

3.235460

NFA_AD

0.545014

0.158891

3.430116

0.0019

NDA_AD

0.206693

0.029041

7.117238

0.0000

0.021225

0.009835

2.158204

0.0396

0.402818

0.120779

3.335154

0.0024

Bảng A2.5. Kết quả phương trình sai phân ECM và tác động dài hạn

-0.382152

0.053188

-7.184958

0.0000

0.270080

0.272733

0.990276

0.3305

212

Heteroskedasticity Test: ARCH

F-statistic

0.325145 Prob. F(1,47)

0.5712

Obs*R-squared

0.336652 Prob. Chi-Square(1)

0.5618

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Sample (adjusted): 2005Q2 2017Q2

Included observations: 49 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

4.03E-05

9.00E-06

4.478509

0.0000

RESID^2(-1)

0.086447

0.151604

0.570215

0.5712

R-squared

0.006870 Mean dependent var

4.39E-05

Adjusted R-squared

-0.014260 S.D. dependent var

4.52E-05

S.E. of regression

4.55E-05 Akaike info criterion

-17.11609

Sum squared resid

9.75E-08 Schwarz criterion

-17.03888

Log likelihood

421.3443 Hannan-Quinn criter.

-17.08680

F-statistic

0.325145 Durbin-Watson stat

1.913174

Prob(F-statistic)

0.571248

Bảng A2.6. Kết quả kiểm định phương sai thay đổi

213

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic

0.868879 Prob. F(4,24)

0.4969

Obs*R-squared

6.324750 Prob. Chi-Square(4)

0.1762

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Method: ARDL

Sample: 2005Q1 2017Q2

Included observations: 50

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable

-0.084613

0.141166

-0.599382

0.5545

CPI(-1)

0.094145

0.130576

0.720996

0.4779

CPI(-2)

NFA_AD

-0.003753

0.022874

-0.164063

0.8711

NFA_AD(-1)

0.001987

0.016458

0.120740

0.9049

NDA_AD

-0.000716

0.027535

-0.025996

0.9795

NDA_AD(-1)

-0.002961

0.029509

-0.100334

0.9209

NDA_AD(-2)

0.011294

0.024479

0.461354

0.6487

-0.001586

0.009337

-0.169918

0.8665

0.001834

0.009365

0.195864

0.8464

MM(-1)

-0.003815

0.008937

-0.426854

0.6733

MM(-2)

0.003277

0.008833

0.370994

0.7139

MM(-3)

-0.000462

0.002709

-0.170431

0.8661

0.000169

0.003170

0.053410

0.9578

Y(-1)

0.001272

0.004526

0.281010

0.7811

Y(-2)

-0.000483

0.004603

-0.104949

0.9173

Y(-3)

0.001458

0.003642

0.400247

0.6925

Y(-4)

-0.003490

0.026296

-0.132732

0.8955

0.003045

0.018278

0.166596

0.8691

V(-1)

0.002428

0.028211

0.086079

0.9321

0.018498

0.039708

0.465857

0.6455

DL(-1)

-0.014911

0.032444

-0.459593

0.6499

DL(-2)

-0.014532

0.092712

-0.156739

0.8768

Bảng A2.7. Kết quả kiểm định tự tương quan

RESID(-1)

0.213864

0.289935

0.737626

0.4679

RESID(-2)

-0.311583

0.275348

-1.131598

0.2690

RESID(-3)

-0.074138

0.283361

-0.261640

0.7958

RESID(-4)

-0.389531

0.274144

-1.420901

0.1682

R-squared

0.126495 Mean dependent var

-4.11E-16

Adjusted R-squared

-0.783406 S.D. dependent var

0.006627

S.E. of regression

0.008850 Akaike info criterion

-6.310791

Sum squared resid

0.001880 Schwarz criterion

-5.316539

Log likelihood

183.7698 Hannan-Quinn criter.

-5.932174

F-statistic

0.139021 Durbin-Watson stat

2.153697

Prob(F-statistic)

0.999997

214

Hình A2.1. Kết quả kiểm định phân phối chuẩn của phần dư

215

Wald Test:

Equation: Untitled

Test Statistic

Value

Probability

t-statistic

5.495136

0.0000

F-statistic

30.19652

(1, 35)

0.0000

Chi-square

30.19652

0.0000

Null Hypothesis: C(2)=0

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

Value

Std. Err.

C(2)

0.057581

0.010478

Restrictions are linear in coefficients.

Bảng A2.8. Kết quả kiểm định Wald hệ số NFA phương trình ECM

Wald Test:

Equation: Untitled

Test Statistic

Value

Probability

t-statistic

8.085833

0.0000

F-statistic

65.38070

(1, 35)

0.0000

Chi-square

65.38070

0.0000

Null Hypothesis: C(13)+C(14)=0

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

Value

Std. Err.

C(13) + C(14)

0.215440

0.026644

Bảng A2.9. Kết quả kiểm định Wald hệ số biến DL phương trình ECM

216

PHỤ LỤC 3

KẾT QUẢ ROBUSTNESS TEST MÔ HÌNH ADRL BOUNDS TEST

(Từ quý II 2007 đến quý II 2017)

Dependent Variable: CPI

Method: ARDL

Sample: 2007Q2 2017Q2

Included observations: 41

Maximum dependent lags: 4 (Automatic selection)

Model selection method: Schwarz criterion (SIC)

Dynamic regressors (4 lags, automatic): NFA_AD NDA_AD MM Y V DL

Fixed regressors: C

Number of models evalulated: 62500

Selected Model: ARDL(2, 1, 2, 3, 4, 1, 2)

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.*

Variable

1.090409

0.129767

8.402797

0.0000

CPI(-1)

-0.330303

0.128279

-2.574884

0.0186

CPI(-2)

0.055417

0.034445

1.608861

0.1241

NFA_AD

NFA_AD(-1)

0.057844

0.021916

2.639330

0.0162

NDA_AD

-0.016263

0.042873

-0.379342

0.7086

NDA_AD(-1)

0.099410

0.034892

2.849085

0.0103

NDA_AD(-2)

0.086669

0.028844

3.004754

0.0073

0.015776

0.010469

1.506865

0.1483

MM(-1)

-0.011813

0.010721

-1.101902

0.2843

MM(-2)

0.021543

0.009861

2.184793

0.0416

MM(-3)

0.027203

0.008905

3.054773

0.0065

-0.004121

0.002685

-1.534930

0.1413

Y(-1)

0.002140

0.003332

0.642107

0.5285

Y(-2)

-0.004434

0.004391

-1.009701

0.3253

Y(-3)

-0.009630

0.004930

-1.953135

0.0657

Y(-4)

0.021809

0.004046

5.389790

0.0000

0.056209

0.042575

1.320232

0.2024

Bảng A3.1. Kết quả chạy mô hình ARDL

V(-1)

0.071161

0.031078

2.289780

0.0336

0.084813

0.035099

2.416388

0.0259

DL(-1)

-0.003138

0.045534

-0.068918

0.9458

DL(-2)

-0.163148

0.037348

-4.368363

0.0003

0.011897

0.101601

0.117098

0.9080

R-squared

0.999459 Mean dependent var

1.201763

Adjusted R-squared

0.998862 S.D. dependent var

0.270628

S.E. of regression

0.009131 Akaike info criterion

-6.250236

Sum squared resid

0.001584 Schwarz criterion

-5.330759

Log likelihood

150.1298 Hannan-Quinn criter.

-5.915413

F-statistic

1672.284 Durbin-Watson stat

1.853627

Prob(F-statistic)

0.000000

*Note: p-values and any subsequent tests do not account for model

selection.

217

ARDL Bounds Test

Sample: 2007Q2 2017Q2

Included observations: 41

Null Hypothesis: No long-run relationships exist

Test Statistic

Value

F-statistic

8.844508

Critical Value Bounds

Significance

I0 Bound

I1 Bound

2.94

1.99

10%

3.28

2.27

3.61

2.55

2.5%

3.99

2.88

Bảng A3.2. Kết quả Kiểm định Bounds Test

Test Equation:

Dependent Variable: D(CPI)

Method: Least Squares

Sample: 2007Q2 2017Q2

Included observations: 41

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

D(CPI(-1))

0.330303

0.128279

2.574884

0.0186

D(NFA_AD)

0.055417

0.034445

1.608861

0.1241

D(NDA_AD)

-0.016263

0.042873

-0.379342

0.7086

D(NDA_AD(-1))

-0.086669

0.028844

-3.004754

0.0073

D(MM)

0.015776

0.010469

1.506865

0.1483

D(MM(-1))

-0.048746

0.009775

-4.986874

0.0001

D(MM(-2))

-0.027203

0.008905

-3.054773

0.0065

D(Y)

-0.004121

0.002685

-1.534930

0.1413

D(Y(-1))

-0.007746

0.004193

-1.847490

0.0803

D(Y(-2))

-0.012180

0.004879

-2.496368

0.0219

D(Y(-3))

-0.021809

0.004046

-5.389790

0.0000

D(V)

0.056209

0.042575

1.320232

0.2024

D(DL)

0.084813

0.035099

2.416388

0.0259

D(DL(-1))

0.163148

0.037348

4.368363

0.0003

0.011897

0.101601

0.117098

0.9080

NFA_AD(-1)

0.113260

0.044745

2.531238

0.0204

NDA_AD(-1)

0.169816

0.056283

3.017171

0.0071

MM(-1)

0.052709

0.013763

3.829728

0.0011

Y(-1)

0.005765

0.002984

1.931594

0.0685

V(-1)

0.127371

0.050739

2.510323

0.0213

DL(-1)

-0.081473

0.028225

-2.886524

0.0095

CPI(-1)

-0.239894

0.053126

-4.515536

0.0002

R-squared

0.902568 Mean dependent var

0.021078

Adjusted R-squared

0.794879 S.D. dependent var

0.020161

S.E. of regression

0.009131 Akaike info criterion

-6.250236

Sum squared resid

0.001584 Schwarz criterion

-5.330759

Log likelihood

150.1298 Hannan-Quinn criter.

-5.915413

F-statistic

8.381300 Durbin-Watson stat

1.853627

218

Prob(F-statistic)

0.000010

219

ARDL Cointegrating And Long Run Form

Original dep. variable: CPI

Selected Model: ARDL(2, 1, 2, 3, 4, 1, 2)

Sample: 2007Q2 2017Q2

Included observations: 41

Cointegrating Form

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable

0.330303

0.074306

4.445152

0.0003

D(CPI(-1))

0.055417

0.014455

3.833630

0.0011

D(NFA_AD)

-0.016263

0.020397

-0.797325

0.4351

D(NDA_AD)

D(NDA_AD(-1))

-0.086669

0.019693

-4.400941

0.0003

0.015776

0.006193

2.547237

0.0197

D(MM)

-0.048746

0.007139

-6.828306

0.0000

D(MM(-1))

-0.027203

0.007268

-3.742950

0.0014

D(MM(-2))

-0.004121

0.001756

-2.347212

0.0299

D(Y)

-0.007746

0.002434

-3.182507

0.0049

D(Y(-1))

-0.012180

0.003204

-3.801540

0.0012

D(Y(-2))

-0.021809

0.002918

-7.473937

0.0000

D(Y(-3))

0.056209

0.019886

2.826652

0.0108

D(V)

0.084813

0.020131

4.213050

0.0005

D(DL)

0.163148

0.028751

5.674522

0.0000

D(DL(-1))

-0.239894

0.024380

-9.839923

0.0000

CointEq(-1)

Cointeq = CPI - (0.4721*NFA_AD + 0.7079*NDA_AD + 0.2197*MM + 0.0240

*Y + 0.5309*V -0.3396*DL + 0.0496 )

Long Run Coefficients

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable

0.472126

0.203852

2.316019

0.0319

NFA_AD

Bảng A3.3. Kết quả phương trình sai phân ECM và tác động dài hạn

NDA_AD

0.707877

0.284288

2.490002

0.0222

0.219718

0.038945

5.641800

0.0000

0.024030

0.012781

1.880187

0.0755

0.530946

0.225999

2.349329

0.0298

-0.339622

0.070567

-4.812768

0.0001

0.049594

0.419955

0.118093

0.9072

220

Heteroskedasticity Test: ARCH

F-statistic

0.012986 Prob. F(1,38)

0.9099

Obs*R-squared

0.013665 Prob. Chi-Square(1)

0.9069

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Sample (adjusted): 2007Q3 2017Q2

Included observations: 40 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

3.79E-05

9.69E-06

3.909969

0.0004

RESID^2(-1)

-0.018323

0.160786

-0.113958

0.9099

R-squared

0.000342 Mean dependent var

3.72E-05

Adjusted R-squared

-0.025965 S.D. dependent var

4.73E-05

S.E. of regression

4.79E-05 Akaike info criterion

-17.00473

Sum squared resid

8.73E-08 Schwarz criterion

-16.92029

Log likelihood

342.0947 Hannan-Quinn criter.

-16.97420

F-statistic

0.012986 Durbin-Watson stat

1.912885

Prob(F-statistic)

0.909871

Bảng A3.4. Kết quả kiểm định Phuong sai thay đổi

221

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic

1.543699 Prob. F(4,15)

0.2401

Obs*R-squared

11.95604 Prob. Chi-Square(4)

0.0177

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Method: ARDL

Sample: 2007Q2 2017Q2

Included observations: 41

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Prob.

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Variable

0.9423

0.010757

0.146072

0.073640

CPI(-1)

0.012313

0.142844

0.086196

0.9325

CPI(-2)

0.008726

0.036998

0.235849

0.8167

NFA_AD

NFA_AD(-1)

0.013217

0.023884

0.553373

0.5882

NDA_AD

0.014059

0.047019

0.299013

0.7690

0.005041

0.035937

0.140269

0.8903

NDA_AD(-1)

0.001909

0.028438

0.067139

0.9474

NDA_AD(-2)

0.004975

0.011481

0.433321

0.6709

-0.000392

0.010935

-0.035852

0.9719

MM(-1)

-0.004942

0.010314

-0.479153

0.6387

MM(-2)

0.000208

0.008952

0.023285

0.9817

MM(-3)

0.002648

0.003472

0.762726

0.4575

0.000632

0.003529

0.179165

0.8602

Y(-1)

-0.001985

0.005047

-0.393377

0.6996

Y(-2)

0.001131

0.004929

0.229438

0.8216

Y(-3)

0.002198

0.004062

0.541136

0.5964

Y(-4)

0.014458

0.047122

0.306810

0.7632

0.021300

0.033481

0.636181

0.5342

V(-1)

-0.004152

0.035115

-0.118239

0.9074

Bảng A3.5. Kết quả kiểm định tự tương quan

DL(-1)

0.020809

0.046619

0.446367

0.6617

DL(-2)

-0.015808

0.037169

-0.425308

0.6767

-0.056613

0.108193

-0.523259

0.6084

RESID(-1)

-0.422109

0.377506

-1.118151

0.2811

RESID(-2)

-0.430861

0.295794

-1.456623

0.1658

RESID(-3)

-0.453701

0.279647

-1.622404

0.1255

RESID(-4)

-0.689115

0.353626

-1.948714

0.0703

R-squared

0.291611 Mean dependent var

-1.42E-16

Adjusted R-squared

-0.889038 S.D. dependent var

0.006293

S.E. of regression

0.008649 Akaike info criterion

-6.399876

Sum squared resid

0.001122 Schwarz criterion

-5.313221

Log likelihood

157.1975 Hannan-Quinn criter.

-6.004176

F-statistic

0.246992 Durbin-Watson stat

2.395481

Prob(F-statistic)

0.998982

222

Hình A3.1 Kết quả kiểm định phân phối chuẩn của phần dư

223

Hình A3.2.Kết quả CUSUM test

Hình A3.3. Kết quả CUSUM of Square Test

224

Wald Test:

Equation: Untitled

Test Statistic

Value

Probability

t-statistic

3.835237

0.0007

F-statistic

14.70904

(1, 26)

0.0007

Chi-square

14.70904

0.0001

Null Hypothesis: C(2)=0

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

Value

Std. Err.

C(2)

0.055448

0.014457

Restrictions are linear in coefficients.

Bảng A3.6. Kết quả Kiem dinh wald bien NFA phương trình sai phân

Wald Test:

Equation: Untitled

Test Statistic

Value

Probability

t-statistic

8.196629

0.0000

F-statistic

67.18472

(1, 26)

0.0000

Chi-square

67.18472

0.0000

Null Hypothesis: C(13)+C(14)=0

Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (= 0)

Value

Std. Err.

C(13) + C(14)

0.247890

0.030243

Bảng A3.7. Kết quả kiem dinh Wald biến DL phương trình sai phân

225

PHỤ LỤC 4 KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HIỆU QUẢ CAN

THIỆP TRUNG HÒA

Bảng A4.1. Thống kê mô tả các biến

Chỉ tiêu

CA_1

D1_1SDR_1 D2_1SDE_1

DCPI_1

DDL_1

Mean

-0.005115

-0.011810

-4.07E-05

0.020362

-0.018190

Median

0.000695

8.94E-05

-0.001514

0.016320

-0.017303

Maximum

0.157609

0.163090

0.018796

0.083215

0.153352

Minimum

-0.388327

-0.187884

-0.017948

-0.004749

-0.117449

Std. Dev.

0.069440

0.058126

0.007641

0.017941

0.055057

Chỉ tiêu

DMM

DNDA_AD

DNFA_AD

DR_E

Y_1

Mean

0.013331

-0.014198

0.026376

0.006096

-0.064223

Median

0.014299

-0.003859

0.010483

0.011936

-0.259937

Maximum

0.191770

0.166292

0.375314

0.587656

3.015828

Minimum

-0.137199

-0.320034

-0.130482

-1.381377

-1.835627

Std. Dev.

0.059390

0.074187

0.078434

0.365518

1.062466

CA_1 D1_1SDR_1 D2_1SDE_1 DCPI_1 DDL_1 DMM DNDA_AD

DNFA_AD DR_E

Y_1

CA_1

1.00

-0.06

-0.47

-0.13

0.01

-0.14

0.15

0.19

-0.40

-0.01

D1_1SDR_1

-0.01

-0.43

0.08

0.35

0.02

-0.49

0.42

0.19

-0.04

1.00

D2_1SDE_1

-0.06

1.00

-0.22

-0.20

-0.05

0.40

-0.41

0.11

0.01

-0.43

DCPI_1

-0.47

-0.22

1.00

0.29

-0.09

0.03

-0.02

-0.32

0.41

0.08

DDL_1

-0.13

-0.20

0.29

1.00

-0.10

-0.01

-0.05

-0.07

0.07

0.35

DMM

0.01

-0.05

-0.09

-0.10

1.00

-0.32

0.02

0.07

-0.26

0.02

1.00

-0.91

-0.02

0.09

DNDA__AD

-0.14

0.40

0.03

-0.01

-0.32

-0.49

DNFA_AD

0.15

-0.41

-0.02

-0.05

0.02

-0.91

1.00

-0.03

0.42

DR_E

0.19

0.11

-0.32

-0.07

0.07

-0.02

-0.03

1.00

-0.43

0.19

Y_1

-0.40

0.01

0.41

0.07

-0.26

0.09

-0.03

-0.43

1.00

-0.04

Bảng A4.2. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến

226

Dependent Variable: DNDA_AD

Method: Two-Stage Least Squares

Sample: 2004Q1 2017Q2

Included observations: 54

Instrument specification: DMM DCPI_1 Y_1 CA_1 DR_E DDL_1 KH

D1_1SDR_1 D2_1SDE_1

Constant added to instrument list

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable

0.006201

0.004320

1.435386

0.1582

DNFA_AD

-0.679842

0.148963

-4.563831

0.0000

-0.394999

0.045195

-8.739840

0.0000

DMM

-0.064275

0.152507

-0.421456

0.6755

DCPI_1

-0.245278

0.332218

-0.738302

0.4643

Y_1

-0.045958

0.072879

-0.630605

0.5316

CA_1

0.034058

0.147339

0.231152

0.8183

DR_E

-0.015004

0.058633

-0.255897

0.7992

DDL_1

0.046399

0.283150

0.163866

0.8706

D1_1SDR_1

-0.231484

0.131886

-1.755175

0.0862

R-squared

0.919966 Mean dependent var

-0.014198

Adjusted R-squared

0.903595 S.D. dependent var

0.074187

S.E. of regression

0.023034 Sum squared resid

0.023346

F-statistic

28.86512 Durbin-Watson stat

2.177201

Prob(F-statistic)

0.000000 Second-Stage SSR

0.153857

J-statistic

1.52E-43 Instrument rank

Bảng A4.3.Kết quả ước lượng phương trình (3.6)

227

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

F-statistic

1.695426 Prob. F(9,44)

0.1190

Obs*R-squared

13.90471 Prob. Chi-Square(9)

0.1258

Scaled explained SS

22.98980 Prob. Chi-Square(9)

0.0062

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Sample: 2004Q1 2017Q2

Included observations: 54

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.000244

0.000146

1.671598

0.1017

DNFA_AD

0.006677

0.001943

3.437031

0.0013

DMM

0.000177

0.001388

0.127919

0.8988

DCPI_1

-0.001572

0.007379

-0.213049

0.8323

Y_1

-0.010825

0.009142

-1.184049

0.2428

CA_1

-0.003317

0.002213

-1.498793

0.1411

DR_E

0.000528

0.003934

0.134183

0.8939

DDL_1

0.002417

0.001633

1.480287

0.1459

-0.002368

0.005757

-0.411355

0.6828

D1_1SDR_1

-0.008176

0.005560

-1.470575

0.1485

R-squared

0.257495 Mean dependent var

0.000432

Adjusted R-squared

0.105619 S.D. dependent var

0.000974

S.E. of regression

0.000921 Akaike info criterion

-10.97657

Sum squared resid

3.73E-05 Schwarz criterion

-10.60824

Log likelihood

306.3674 Hannan-Quinn criter.

-10.83452

F-statistic

1.695426 Durbin-Watson stat

2.404850

Prob(F-statistic)

0.118952

Bảng A4.4. Kết quả kiểm định phương sai thay đổi phương trình (3.6)

228

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

Obs*R-squared

0.673330 Prob. Chi-Square(2)

0.7141

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Method: Two-Stage Least Squares

Sample: 2004Q1 2017Q2

Included observations: 54

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.000498

0.006054

0.082282

0.9348

DNFA_AD

-0.007500

0.168451

-0.044526

0.9647

DMM

0.005442

0.052489

0.103686

0.9179

DCPI_1

-0.015028

0.206902

-0.072633

0.9424

Y_1

0.071382

0.365617

0.195238

0.8461

CA_1

0.001921

0.074739

0.025709

0.9796

DR_E

0.002063

0.132414

0.015581

0.9876

DDL_1

0.010767

0.077047

0.139753

0.8895

-0.001046

0.249220

-0.004197

0.9967

D1_1SDR_1

-0.015821

0.115855

-0.136560

0.8920

RESID(-1)

-0.121470

0.153977

-0.788884

0.4346

RESID(-2)

-0.055765

0.149918

-0.371974

0.7118

R-squared

0.012469 Mean dependent var

-4.12E-18

Adjusted R-squared

-0.246170 S.D. dependent var

0.020988

S.E. of regression

0.023429 Akaike info criterion

-4.476551

Sum squared resid

0.023055 Schwarz criterion

-4.034555

Log likelihood

132.8669 Hannan-Quinn criter.

-4.306090

F-statistic

0.048210 Durbin-Watson stat

2.045336

Prob(F-statistic)

0.999997

Bảng A4.5. Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư phương trình (3.6)

229

Null Hypothesis: RESID01 has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Prob.*

t-Statistic

0.0000

-7.807966

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-3.560019

Test critical values:

1% level

-2.917650

5% level

-2.596689

10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(RESID01)

Method: Least Squares

Sample (adjusted): 2004Q2 2017Q2

Included observations: 53 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

RESID01(-1)

-1.088798

0.139447

-7.807966

0.0000

5.66E-05

0.002927

0.019336

0.9846

R-squared

0.544498 Mean dependent var

6.25E-05

Adjusted R-squared

0.535566 S.D. dependent var

0.031264

S.E. of regression

0.021307 Akaike info criterion

-4.822603

Sum squared resid

0.023152 Schwarz criterion

-4.748252

Log likelihood

129.7990 Hannan-Quinn criter.

-4.794011

F-statistic

60.96434 Durbin-Watson stat

2.003870

Prob(F-statistic)

0.000000

Bảng A4.6. Kết quả kiểm định tính dừng của phần dư phương trình (3.6)

230

Dependent Variable: DNFA_AD

Method: Two-Stage Least Squares

Sample (adjusted): 2004Q2 2017Q2

Included observations: 53 after adjustments

Convergence achieved after 14 iterations

Instrument specification: DMM DCPI_1 Y_1 CA_1 DR_E DDL_1 KH

D1_1SDR_1 D2_1SDE_1

Constant added to instrument list

Lagged dependent variable & regressors added to instrument list

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable

0.011971

0.003320

3.605932

0.0008

DNDA_AD

-0.879631

0.121957

-7.212607

0.0000

-0.372104

0.036889

-10.08710

0.0000

DMM

-0.160884

0.118095

-1.362328

0.1804

DCPI_1

-0.385641

0.260697

-1.479268

0.1465

Y_1

0.097758

0.032140

3.041599

0.0040

CA_1

0.171524

0.123204

1.392193

0.1712

DR_E

-0.145018

0.067198

-2.158088

0.0367

DDL_1

0.527362

0.135101

3.903473

0.0003

D2_1SDE_1

-0.817518

0.517833

-1.578730

0.1219

AR(1)

-0.305037

0.114145

-2.672354

0.0107

R-squared

0.933803 Mean dependent var

0.026715

Adjusted R-squared

0.918042 S.D. dependent var

0.079145

S.E. of regression

0.022658 Sum squared resid

0.021562

Durbin-Watson stat

2.046397 J-statistic

17.91666

Instrument rank

20 Prob(J-statistic)

0.036153

Inverted AR Roots

-.31

Bảng A4.7. Kết quả ước lượng phương trình (3.7)

231

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey

F-statistic

0.257541 Prob. F(9,43)

0.9825

Obs*R-squared

2.710789 Prob. Chi-Square(9)

0.9747

Scaled explained SS

4.701598 Prob. Chi-Square(9)

0.8595

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Sample: 2004Q2 2017Q2

Included observations: 53

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.000335

0.000203

1.652529

0.1057

DNDA_AD

0.000532

0.003891

0.136640

0.8920

DMM

-0.000759

0.001556

-0.488193

0.6279

DCPI_1

-0.000162

0.006153

-0.026277

0.9792

Y_1

-0.013181

0.011223

-1.174416

0.2467

CA_1

-0.000829

0.001675

-0.495026

0.6231

DR_E

2.59E-05

0.004653

0.005556

0.9956

DDL_1

-0.001548

0.002577

-0.600603

0.5513

0.003671

0.004449

0.825195

0.4138

D2_1SDE_1

0.017013

0.012190

1.395640

0.1700

R-squared

0.051147 Mean dependent var

0.000407

Adjusted R-squared

-0.147450 S.D. dependent var

0.000965

S.E. of regression

0.001034 Akaike info criterion

-10.74244

Sum squared resid

4.60E-05 Schwarz criterion

-10.37068

Log likelihood

294.6746 Hannan-Quinn criter.

-10.59948

F-statistic

0.257541 Durbin-Watson stat

2.240505

Prob(F-statistic)

0.982533

Bảng A4.8. Kết quả kiểm định phương sai thay đổi phương trình (3.7)

232

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

Obs*R-squared

3.521321 Prob. Chi-Square(2)

0.1719

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Method: Two-Stage Least Squares

Sample: 2004Q2 2017Q2

Included observations: 53

Coefficient covariance computed using outer product of gradients

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

-0.000499

0.004551

-0.109762

0.9131

DNDA_AD

-0.066432

0.044537

-1.491622

0.1436

DMM

-0.024001

0.055394

-0.433275

0.6671

DCPI_1

0.039310

0.170067

0.231146

0.8184

Y_1

0.051647

0.283876

0.181936

0.8566

CA_1

-0.011069

0.050422

-0.219534

0.8274

DR_E

-0.026577

0.100069

-0.265585

0.7919

DDL_1

0.015045

0.051625

0.291428

0.7722

-0.055033

0.112959

-0.487197

0.6288

D2_1SDE_1

0.276933

0.398700

0.694590

0.4913

AR(1)

-0.889198

1.110493

-0.800723

0.4280

RESID(-1)

0.892554

1.128218

0.791118

0.4335

RESID(-2)

-0.386280

0.365644

-1.056436

0.2971

R-squared

0.066440 Mean dependent var

-5.26E-14

Adjusted R-squared

-0.213628 S.D. dependent var

0.020363

S.E. of regression

0.022433 Akaike info criterion

-4.547420

Sum squared resid

0.020129 Schwarz criterion

-4.064141

Log likelihood

133.5066 Hannan-Quinn criter.

-4.361574

F-statistic

0.237228 Durbin-Watson stat

1.915000

Prob(F-statistic)

0.994930

Bảng A4.9. Kết quả kiểm định tự tương quan phương trình (3.7)

233

Null Hypothesis: RESID02 has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Prob.*

t-Statistic

0.0000

-7.244771

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-3.562669

Test critical values:

1% level

-2.918778

5% level

-2.597285

10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(RESID02)

Method: Least Squares

Sample (adjusted): 2004Q3 2017Q2

Included observations: 52 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

RESID02(-1)

-1.023794

0.141315

-7.244771

0.0000

9.11E-05

0.002877

0.031675

0.9749

R-squared

0.512132 Mean dependent var

0.000125

Adjusted R-squared

0.502374 S.D. dependent var

0.029414

S.E. of regression

0.020749 Akaike info criterion

-4.874912

Sum squared resid

0.021527 Schwarz criterion

-4.799864

Log likelihood

128.7477 Hannan-Quinn criter.

-4.846141

F-statistic

52.48670 Durbin-Watson stat

1.997415

Prob(F-statistic)

0.000000

Bảng A4.10. Kết quả kiểm định tính dừng phần dư của phương trình (3.7)

234

Bảng A4.11. Kết quả ước lượng với biến tương tác DDL_1*DNDA_AD phương

Dependent Variable: DNFA_AD

Method: Two-Stage Least Squares

Sample (adjusted): 2004Q2 2017Q2

Included observations: 53 after adjustments

Instrument specification: DMM DCPI_1 Y_1 CA_1 DR_E DDL_1 KH

D1_1SDR_1 D2_1SDE_1 DDL_1*DNDA_AD

Constant added to instrument list

Lagged dependent variable & regressors added to instrument list

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable

0.011678

0.002998

3.895062

0.0004

DNDA_AD

-0.935611

0.087389

-10.70633

0.0000

-0.380767

0.036860

-10.32997

0.0000

DMM

-0.199571

0.132313

-1.508327

0.1391

DCPI_1

-0.358954

0.234116

-1.533232

0.1329

Y_1

0.101981

0.036870

2.765941

0.0085

CA_1

0.203104

0.121776

1.667847

0.1030

DR_E

-0.142862

0.060949

-2.343966

0.0240

DDL_1

0.572437

0.158229

3.617775

0.0008

D2_1SDE_1

-0.648703

0.405603

-1.599354

0.1174

DDL_1*DNDA_AD

-0.979765

1.138378

-0.860667

0.3944

AR(1)

-0.274233

0.115602

-2.372220

0.0225

R-squared

0.939082 Mean dependent var

0.026715

Adjusted R-squared

0.922738 S.D. dependent var

0.079145

S.E. of regression

0.021999 Sum squared resid

0.019842

Durbin-Watson stat

2.047711 J-statistic

19.05916

Instrument rank

22 Prob(J-statistic)

0.039518

Inverted AR Roots

-.27

trình (3.7)

235

Wald Test:

Equation: Untitled

Test Statistic

Value

Probability

t-statistic

3.903473

0.0003

F-statistic

15.23710

(1, 42)

0.0003

Chi-square

15.23710

0.0001

Bảng A4.12. Kết quả kiểm định Wald biến KH của phương trình (3.7)

Bảng A4.13. Kết quả ước lượng với biến tương tác KH*DNDA_AD phương trình

Dependent Variable: DNFA_AD

Method: Two-Stage Least Squares

Sample (adjusted): 2004Q2 2017Q2

Included observations: 53 after adjustments

Instrument specification: DMM DCPI_1 Y_1 CA_1 DR_E DDL_1 KH

D1_1SDR_1 D2_1SDE_1 KH*DNDA_AD

Constant added to instrument list

Lagged dependent variable & regressors added to instrument list

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable

0.014314

0.003956

3.618222

0.0008

DNDA_AD

-0.733288

0.147619

-4.967438

0.0000

-0.334188

0.047853

-6.983642

0.0000

DMM

-0.139379

0.142487

-0.978185

0.3337

DCPI_1

-0.353213

0.284340

-1.242221

0.2212

Y_1

0.051985

0.025034

2.076619

0.0441

CA_1

0.119109

0.118822

1.002411

0.3220

DR_E

-0.110423

0.055729

-1.981447

0.0543

DDL_1

0.310557

0.115364

2.691987

0.0102

D2_1SDE_1

-1.390046

0.670350

-2.073611

0.0444

KH*DNDA_AD

-3.426963

1.379801

-2.483665

0.0172

AR(1)

-0.212667

0.091868

-2.314928

0.0257

(3.7)

R-squared

0.937171 Mean dependent var

0.026715

Adjusted R-squared

0.920314 S.D. dependent var

0.079145

S.E. of regression

0.022342 Sum squared resid

0.020465

Durbin-Watson stat

2.045166 J-statistic

18.93069

Instrument rank

22 Prob(J-statistic)

0.041152

Inverted AR Roots

-.21

236

Bảng A4.14. Kết quả kiểm định Wald biến KH và biến tương tác KH*DNDA của

Wald Test:

Equation: Untitled

Test Statistic

Value

Probability

F-statistic

12.10488

(2, 41)

0.0001

Chi-square

24.20976

0.0000

phương trình (3.7)