Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Các nhân tố tác động đến dự trữ ngoại hối Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ------------ NGUYỄN NGỌC UYÊN PHƯƠNG

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG

ĐẾN DỰ TRỮ NGOẠI HỐI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh - năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ------------ NGUYỄN NGỌC UYÊN PHƯƠNG

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG

ĐẾN DỰ TRỮ NGOẠI HỐI VIỆT NAM CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

TS. NGUYỄN TẤN HOÀNG

TP. Hồ Chí Minh - năm 2013

LỜI CAM ĐOAN



Tôi xin cam đoạn đây là công trình nghiên cứu của riêng tôi, có sự hỗ trợ của

Giảng viên hướng dẫn là TS.Nguyễn Tấn Hoàng

Số liệu trong các bảng biểu phục vụ cho việc phân tích có nguồn gốc và trích

dẫn rõ ràng, được chính tác giả thu thập và xử lý. Các nội dung và kết quả nghiên

cứu nêu trong luận văn là trung thực và chưa từng được công bố trong bất kỳ công

trình nào khác.

Nếu phát hiện bất kì sự gian lận nào, tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm trước

Hội đồng, cũng như kết quả luận văn của mình.

Tác giả

Nguyễn Ngọc Uyên Phương

MỤC LỤC



Trang

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục các chữ viết tắt

Danh mục các bảng biểu

Tóm tắt ...................................................................................................................... 1

1. Giới thiệu ............................................................................................................... 3

2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây ....................................................... 4

2.1.Mức độ linh hoạt của tỷ giá ............................................................................ 6

2.2. Các nhân tố thương mại và tài chính khác ..................................................... 9

3. Phương pháp nghiên cứu ..................................................................................... 20

3.1. Phương pháp ................................................................................................ 20

3.2. Dữ liệu ........................................................................................................ 26

4. Kết quả nghiên cứu ............................................................................................. 32

4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị ............................................................................ 32

4.2. Kiểm định đồng liên kết .............................................................................. 33

4.3.Mô hình VECM ............................................................................................ 37

5. Kết luận ............................................................................................................... 49

Tài liệu tham khảo ................................................................................................... 51

Phụ lục ..................................................................................................................... 54

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT



Kiểm định Augmented Dickey – Fuller ADF

Cơ quan Thông tin Năng lượng của Mỹ. EIA

Exstdev Sự biến động tỷ giá hối đoái lịch sử

Đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI

Tổng sản phẩm quốc nội GDP

Ấn phẩm Thống kê tài chính quốc tế công bố bởi Quỹ tiền tệ quốc tế IFS

Quỹ tiền tệ quốc tế IMF

Dự trữ ngoại hối IR

The Joint External Debt Hub JEDH

Sự mở cửa tài chính (Chỉ số Chinn-Ito) Kopen

Kiểm định bình phương nhỏ nhất OLS

Tỷ trọng xuất khẩu dầu ròng Oilex

Tỷ trọng nợ ngắn hạn Stdebt

Sự mở cửa thương mại Topen

Đô la Mỹ USD

VECM Mô hình Vectơ hiệu chỉnh sai số

VND Việt Nam đồng

Xvolatile Biến động xuất khẩu

WEO Báo cáo triển vọng kinh tế thế giới

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU



Bảng 3.1 Thống kê tóm tắt đối với các biến được dùng trong kiểm định nghiệm đơn

vị (quan sát theo năm)

Bảng 3.2 Thống kê tóm tắt đối với các biến được dùng trong mô hình VECM (quan

sát theo quý)

Bảng 4.1: Kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình

Bảng 4.2: Kết quả phương pháp VECM

Hình 3.1. Biến động của các biến: IR, Topen, Oilex, Xvolatile, Kopen, Exstdev,

Stdebt, M2 (2000-6/2013)

Hình 4.1.Dự trữ ngoại hối Việt Nam (trừ vàng) qua các quý (triệu USD)

Hình 4.2. Dự trữ ngoại hối/Nợ ngắn hạn của Việt Nam qua các quý (%)

Hình 4.3. Độ biến động xuất khẩu của Việt Nam qua các quý

Hình 4.3. Tỷ giá hối đoái của Việt Nam qua các tháng

TÓM TẮT

Dự trữ ngoại hối đóng vai trò quan trọng việc đánh giá tiềm lực tài chính của

một quốc gia. Hầu hết các quốc gia duy trì và quản lý dự trữ ngoại hối nhằm phục

vụ các mục tiêu cơ bản như thực hiện chính sách tiền tệ và chính sách tỷ giá, duy trì

tính thanh khoản của thị trường ngoại hối để hạn chế tác động tiêu cực trong trường

hợp xảy ra khủng hoảng tài chính.

Dự trữ ngoại hối giúp duy trì lòng tin về khả năng đảm bảo thanh toán nghĩa

vụ nợ nước ngoài của nền kinh tế, khả năng hỗ trợ giá trị của đồng nội tệ, thể hiện

khả năng đảm bảo tài chính của quốc gia, góp phần thu hút đầu tư trực tiếp và đầu

tư gián tiếp nước ngoài. Đây cũng là nguồn dự trữ cho các trường hợp khẩn cấp và

thảm họa mang tính quốc gia.

Dự trữ ngoại hối trong một thập kỷ qua căn bản là một công cụ giải quyết

những cú sốc trong thị trường tài chính. Rút ra bài học từ việc Thái Lan và

Indonesia phải phá giá đồng tiền do không đủ dự trữ ngoại hối để chống lại sự tấn

công của các quỹ đầu cơ và việc tháo vốn của các nhà đầu tư nước ngoài trong

khủng hoảng châu Á 1997, nên dự trữ ngoại hối có xu hướng tăng mạnh từ năm

2000. Nguyên nhân của sự gia tăng dự trữ ngoại hối tại các thị trường mới nổi chính

là quá trình toàn cầu hóa mở rộng giao thương giữa các quốc gia và lo ngại sự đảo

chiều đột ngột của dòng vốn. Bởi các nước đang phát triển chủ động xây dựng dự

trữ ngoại hối lớn để thu hút FDI và từ đó nguồn FDI lớn đến lượt nó làm tăng dự trữ

ngoại hối của các nước.

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm mục đích kiểm định các nhân tố tác

động đến dự trữ ngoại hối Việt Nam bằng cách sử dụng phương pháp chuỗi thời

gian trong giai đoạn từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 6 năm 2013. Hướng tiếp cận

kiểm định được tiến hành bằng kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định đồng liên kết

và mô hình VECM. Các nhân tố được xem xét bao gồm cả nhân tố thương mại và

nhân tố tài chính. Nhân tố thương mại: sự mở cửa thương mại, xuất khẩu dầu ròng

và biến động xuất khẩu. Nhân tố tài chính: chỉ số mở cửa thị trường vốn của Chinn-

Ito, biến động tỷ giá hối đoái, nợ ngắn hạn và cung tiền M2. Biến giải thích được

quan sát theo quý.

Kết quả nghiên cứu cho thấy các biến liên quan đến tài chính ảnh hưởng

nhiều đến dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong giai đoạn này. Đề tài xác định được

tầm quan trọng của dự trữ ngoại hối trong bối cảnh toàn cầu hóa đang diễn ra ngày

càng sâu rộng như hiện nay.

1. GIỚI THIỆU

Dự trữ ngoại hối là toàn bộ tài sản bằng ngoại hối sẵn sàng sử dụng để can

thiệp, thể hiện trên bảng cân đối tiền tệ của Ngân hàng Trung ương. Dự trữ ngoại

hối là kết quả, là biểu hiện của sức mạnh của tiềm lực kinh tế quốc gia. Dự trữ

ngoại hối được xem như một tấm chắn an toàn giúp cho nền kinh tế đạt được

những mục tiêu kinh tế vĩ mô và chống lại những tác động từ cú sốc bên ngoài,

không lường trước được.

Dự trữ ngoại hối có vai trò vô cùng quan trọng trong việc can thiệp thị

trường ngoại hối nhằm thực hiện chính sách tiền tệ và chính sách tỷ giá. Việc duy

trì một mức dự trữ ngoại hối vừa đủ là cần thiết nhằm bảo vệ giá trị đồng nội tệ,

hạn chế sự biến động quá mức của tỷ giá hối đoái, đáp ứng nhu cầu ngoại tệ của

nền kinh tế, chống đỡ khủng hoảng kinh tế và tài chính. Do đó, việc hiểu rõ về dự

trữ ngoại hối quốc gia là một điểu hết sức cần thiết.

Dự trữ ngoại hối Nhà nước biểu hiện là tài sản nợ đối với nền kinh tế và

là tài sản chung trên bảng cân đối tài sản của ngân hàng nhà nước. Ở đó ngân

hàng nhà nước được giao sử dụng quỹ dự trữ ngoại hối để tiến hành mua bán

trên thị trường ngoại hối nhằm thực hiện chính sách tiền tệ quốc gia.

Dự trữ ngoại hối được sử dụng nhằm tài trợ cho sự mất cân bằng cán cân

thanh toán hoặc gián tiếp tác động thông qua việc can thiệp trên thị trường

ngoại hối giữ vai trò ngăn ngừa những biến động trong nguồn thu xuất khẩu,

thanh toán nhập khẩu, cũng như chu chuyển quá lớn luồng vốn đối với một quốc

gia.

Dự trữ ngoại hối là một cơ sở cho việc phát hành đảm bảo cho mối tương

quan giữa tiền – hàng trong nước. Nhà nước có thể chủ động sử dụng ngoại hối

như là một lực lượng để can thiệp, điều tiết thị trường tiền tệ theo những mục

tiêu theo kế hoạch.

Đối với những nước mà đồng tiền tự do chuyển đổi, dự trữ ngoại hối là

lực lượng để can thiệp thị trường nhằm duy trì sự ổn định tỷ giá hối đoái của

đồng bản tệ.

Đối với những nước mà đồng tiền không được tự do chuyển đổi, dự trữ

ngoại hối là lực lượng để can thiệp, điều tiết thị trường tiền tệ theo những mục

tiêu theo kế hoạch.

Sau khủng hoảng tài chính 1998, một số nước châu Á đã học được

một bài học về quản lý dự trữ ngoại hối. Từ kinh nghiệm đó, các nước đã gia tăng

nhanh chóng mức dự trữ ngoại hối của mình, và Việt Nam cũng không nằm ngoài

xu thế đó.

Dự trữ ngoại hối quốc gia của Việt Nam trong những năm trước đây đã có

một sự tăng vọt đáng kể. Tuy nhiên, sự gia tăng này chỉ được duy trì trong vài

năm và lại sụt giảm vào thời điểm khoảng hơn một năm sau khủng hoảng tài chính

tài chính toàn cầu. Thêm vào đó, mức dự trữ ngoại hối của Việt Nam chỉ được

xem ở mức chấp nhận được. Chế độ quản lý dự trữ ngoại hối còn tồn tại nhiều mặt

hạn chế nhưng vẫn chưa được quan tâm khắc phục.

Đứng trước sự mở cửa, hội nhập ngày càng sâu rộng vào nền kinh tế thế

giới và tiềm năng phát triển kinh tế ngày một mạnh hơn, đặc biệt là sau giai đoạn

khủng hoảng tài chính toàn cầu vừa qua đòi hỏi Việt Nam phải có một mức dự trữ

ngoại hối an toàn và tối ưu.

Do đó đề tài được thực hiện nhằm nghiên cứu các nhân tố tác động đến dự

trữ ngoại hối Việt Nam trong giai đoạn từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 6 năm

2013, bằng cách sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định đồng

liên kết và VECM với dữ liệu chuỗi thời gian, để trả lời hai câu hỏi:

(1) Các nhân tố nào tác động đến dự trữ ngoại hối Việt Nam trong giai

đoạn 2000 - 2013?

(2) Mức độ biến động của các biến kinh tế vĩ mô đến dự trữ ngoại hối

Việt Nam?

Phần còn lại của đề tài bao gồm các nội dung sau: Phần 2 trình bày tổng quan

các kết quả nghiên cứu trước đây. Phần 3 giới thiệu về phương pháp nghiên cứu

kiểm định nghiệm đơn vị, mô hình đồng liên kết và mô hình VECM đồng thời trình

bày cách thu thập dữ liệu để tiến hành kiểm định. Phần 4 nêu những kết quả nghiên

cứu. Và kết luận được trình bày ở nội dung cuối cùng ở phần 5.

2. TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

Có rất nhiều nghiên cứu trước đây về nhân tố tác động đến dự trữ ngoại hối ở

một số quốc gia với nhiều khoảng thời gian khác nhau. Các tác giả nghiên cứu

nhiều về nhân tố tỷ giá hối đoái với nhiều bài viết riêng và chuyên sâu. Các nhân tố

thương mại và tài chính khác được xây dựng kết hợp với nhau khi xét đến sự tác

động đến dự trữ ngoại hối của các quốc gia.

2.1.Mức độ linh hoạt của tỷ giá:

Tỷ giá hối đoái là tương quan sức mua giữa đồng nội tệ và đồng ngoại tệ.

Nó vừa phản ánh sức mua của đồng nội tệ vừa biểu hiện quan hệ cung cầu của

ngoại hối. Tỷ giá hối đoái là công cụ, là đòn bẩy điều tiết cung cầu ngoại tệ, tác

động mạnh đến xuất nhập khẩu và hoạt động sản xuất kinh doanh trong nước.

Nội dung chính của chính sách tỷ giá bao gồm:

-Hành vi phá giá nội tệ: tức là những can thiệp của chính phủ để đồng nội tệ

trở nên được định giá thấp hơn. Để đạt được mục đích này, chính phủ có thể sử

dụng dự trữ ngoại hối hấp thụ ngoại tệ trên thị trừơng ngoại hối nhằm làm giảm

cung ngoại tệ đồng thời “bơm” nội tệ ra, động thái này sẽ làm tăng dự trữ ngoại hối.

-Hành vi nâng giá nội tệ, tức là những can thiệp của chính phủ để đồng nội tệ

trờ nên định giá cao hơn. Chính phủ có thể bán ngoại tệ ra thị trường ngoại hối

nhằm tăng cung ngoại tệ, giảm lượng nội tệ, động thái này sẽ làm giảm dự trữ ngoại

hối.

-Hành vi duy trì tỷ giá ở một mức độ nhất định, bao gồm những can thiệp

của chính phủ để duy trì tỷ giá là ổn định không đổi, để có thể duy trì một tỷ giá cố

định, chỉnh phủ không ngừng mua bán ngoại tệ trên thị trường ngoại hối, điều này

làm thay đổi quy mô dự trữ ngoại hối.

-Không can thiệp, để cho tỷ giá biến động tự do theo quan hệ cung cầu thị

trường. Với chính sách này, Nhà nước không cần thiết sử dụng dự trữ ngoại hối để

can thiệp vào tỷ giá chính vì thế dự trữ ngoại hối không bị ảnh hưởng.

Tính linh hoạt cao hơn làm giảm nhu cầu dự trữ, bởi vì Ngân hàng nhà

nước không cần lớn hơn một lượng dữ trữ lớn để quản lý tỷ giá cố định. Khi đó, tỷ

giá hối đoái trên thị trường sẽ tự nó điều tiết và quay về trạng thái cân bằng.

Những nước theo đuổi chế độ tỷ giá cố định cần nắm giữ một lượng lớn dự

trữ ngoại hối để duy trì tỷ giá ở mức đã định. Nếu dự trữ ngoại hối quá mỏng, khả

năng ổn định tỷ giá của ngân hàng trung ương trở nên khó khăn và xảy ra nguy cơ

khủng hoảng tài chính tiền tệ như cuộc khủng hoảng Châu Á năm 1997. Những

nước theo đuổi chế độ tỷ giá thả nổi cần một lượng dự trữ ngoại hối ít hơn. Trên

thực tế sau sự sụp đổ của hệ thống Bretton Wood vào đầu những năm 70, một số

nước chuyển sang chế độ tỷ giá thả nổi nhưng dự trữ ngoại hối lại không giảm

mạnh như những người ủng hộ chế độ tỷ giá thả nổi mong đợi. Các kết quả nghiên

cứu chỉ ra rằng khi chuyển sang chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi nhu cầu nắm giữ dự

trữ ngoại hối giảm khoảng 30% đối với các nước công nghiệp, nhưng đối với các

nước đang phát triển, nhu cầu dự trữ khó có thể giảm. Theo họ mặc dù những nước

này theo chế độ tỷ giá thả nổi nhưng thực chất tỷ giá cũng bị kiểm soát khá nhiều,

do vậy ngân hàng trung ương vẫn cần nắm giữ dự trữ ngoại hối. Mặt khác, sự biến

động của tỷ giá danh nghĩa cũng là một nhân tố không thể giảm nhu cầu nắm giữ dự

trữ ngoại hối của những nước này.

Calvo và Reinhart (2001) quan sát thấy rằng các nước đang phát triển dường

như dự trữ ngoại hối biến động nhiều hơn so với biến động tỷ giá hối đoái. Điều này

có nghĩa là một đất nước trải qua biến động tỷ giá, các cơ quan có thẩm quyền sử

dụng dự trữ ngoại hối của họ để can thiệp vào thị trường ngoại hối với mục đích

làm giảm sự biến động tỷ giá hối đoái. Điều này do đó, cho thấy dự trữ ngoại hối và

tỷ giá hối đoái như có một mối quan hệ lâu dài.

Kết quả thực nghiệm gần đây về vấn đề này rất phức tạp. Flood và Marion

(2002) và Aizenman và Marion (2002, 2004) cho thấy rằng sự bất ổn của tỷ giá hối

đoái danh nghĩa có hiệu quả làm giảm đáng kể mức dự trữ, cho thấy rằng sự linh

hoạt tỷ giá lớn làm giảm nắm giữ dự trữ. Mặt khác, Lane và Burke (2001) nghiên

cứu 102 quốc gia trong giai đoạn 1981 - 1995, và tìm thấy không có mối quan hệ

đáng kể giữa các chế độ tỷ giá hối đoái và mức độ dự trữ.

Changkyu Choi và Seung-Gwan Baek (2007), “Chế độ tỷ giá hối đoái và dự

trữ quốc tế”. Một trong những vấn đề chưa được giải quyết trong tài chính quốc tế

là chế độ tỷ giá hối đoái và dự trữ quốc tế. Lý thuyết cho thấy rằng các nước với tỷ

giá hối đoái cố định hoặc quản lý nhiều nên tổ chức dự trữ nhiều hơn để bảo vệ

các giá trị tiền tệ của họ hơn so với các nước có chế độ linh hoạt hơn. Tuy nhiên,

lý thuyêt chuẩn này không được hỗ trợ bởi tất cả các kết quả thực nghiệm của các

nghiên cứu trước đó. Hơn nữa, như các nước đã chuyển từ chế độ tỷ giá hối đoái

cố định sang thả nổi và cuộc khủng hoảng tài chính những năm 1990, nắm giữ dự

trữ thế giới đã tiếp tục tăng lên.Trong bài báo này, chúng tôi thực nghiệm kiểm tra

lại mối quan hệ giữa chế độ tỷ giá hối đoái và nắm giữ dự trữ quốc gia với các dữ

liệu cập nhật và sắp xếp mới của tỷ giá hối đoái phát triển bởi Reinhart và Rogoff

(2004).

Tác giả sử dụng cách phân loại mới các thỏa thuận về tỷ giá hối đoái phát

triển bởi Reinhart và Rogoff (2004) để kiểm tra xem sự suy giảm dự trữ với sự

linh hoạt của tỷ giá hối đoái. Sử dụng dữ liệu tổng hợp cho 127 quốc gia trong giai

đoạn 1980-2000, nghiên cứu tìm thấy nhiều kết quả mới. Đầu tiên, mức độ linh

hoạt của tỷ giá hối đoái có một mối quan hệ ngược với nắm giữ dự trữ của đất

nước. Chế độ tỷ giá hối đoái với sự linh hoạt trung gian cần dự trữ nhiều hơn so

với chế độ cực (cố định (peg) và thả nổi tự do). Thứ hai, dự trữ nắm giữ nhỏ đối

với chế độ cố định so với thả nổi, ngụ ý rằng hiện nay các kho dự trữ lớn dự trữ ở

các nước Đông Á có thể được giảm đáng kể nếu họ áp dụng một đồng tiền chung

Nghiên cứu cũng thống kê lại các nghiên cứu của một số tác giả trước về vấn

đề này. Nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa chế độ tỷ giá hối đoái và dự

trữ quốc tế nắm giữ tập trung chủ yếu vào việc kiểm tra xem liệu có một sự thay đổi

trong dự trữ hành vi tháng ba năm 1973 khi hệ thống tiền tệ quốc tế chuyển từ một

hệ thống cố định sang một chế độ tỷ giá thả nổi. Williamson (1976) trình bày những

nỗ lực đầu tiên để kiểm tra và không tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ bất kỳ sự khác

biệt giữa việc sử dụng dự trữ quốc gia trong trước và sau-1973. Một số nghiên cứu

khác đã lưu ý rằng các quốc gia không thể hành xử theo cùng một cách với nhu cầu

của họ để dự trữ ngay cả dưới một hệ thống tỷ giá hối đoái cố định. Edwards (1983)

chia 41 quốc gia phát triển thành hai nhóm: thứ nhất là duy trì một tỷ giá hối đoái cố

định trong thời gian 1964 – 1972, và lần thứ hai có phá giá ít nhất 10% trong thời

gian này. Các kết quả tính toán chứng minh rằng các quốc gia có mức độ giảm giá

trung bình dự trữ ít hơn so với các nước có lãi suất cố định, cho thấy rằng các nước

với chính sách tỷ giá hối đoái linh hoạt yêu cầu dự trữ nhỏ hơn.

2.2.Các nhân tố thương mại và tài chính khác:

Mức độ mở cửa của nền kinh tế

Các nhà phân tích kinh tế cho rằng, một nền kinh tế càng mở cửa càng cần

lượng dự trữ ngoại hối lớn hơn. Đúng như vậy, trong bối cảnh hiện nay khi mà quan

hệ quốc tế ngày càng được mở rộng, một quốc gia không thể phát triển nếu như chỉ

bó hẹp hoạt động của mình trong phạm vi quốc gia mà phải thiết lập các mối quan

hệ song phương với các nước khác trên thế giới trên tất cả các lĩnh vực của đời sống

xă hội. Ngoại hối là một phương tiện thiết yếu trong các quan hệ quốc tế đó, đặc

biệt là quan hệ kinh tế. Chính bởi vậy, các quốc gia đều phải có dự trữ ngoại hối để

đảm bảo thực hiện các quan hệ quốc tế. Trên thực tế người ta tính dự trữ ngoại hối

của một nước dựa trên quy mô thương mại quốc tế của nước đó.

Mức độ tự do hóa thương mại và tự do hóa chu chuyển

Tự do hóa thương mại càng cao càng đòi hỏi dự trữ ngoại hối càng lớn, bởi

vì khi môi trường kinh tế bên ngoài thay đổi sẽ dễ gây ra những mất cân đối lớn

trong cán cân thương mại. Nhưng khi những kiểm soát về xuất nhập khẩu bị dỡ bỏ,

các nước cần phải duy trì một lượng dự trữ ngoại hối nhằm mục đích dự phòng.

Ảnh hưởng của việc tự do hóa luồng vốn sẽ không rõ ràng bởi vì một mặt, tự do

hóa chu chuyển vốn có thể tăng khả năng tài trợ mất cân đối của cán cân vãng lai

của khu vực tư nhân và do vậy sẽ giảm nhu cầu tài trợ cán cân vãng lai của khu vực

chính phủ, do đó giảm nhu cầu nắm giữ dự trữ ngoại hối. Mặt khác, khi tự do hóa

chu chuyển vốn, các nhà đầu tư nước ngoài có thể đầu tư vào trong nước và các nhà

đầu tư trong nước có thể chuyển vốn đầu tư ra nước ngoài. Trong điều kiện này,

việc ổn định luồng vốn là việc khó khăn, ngân hang trung ương có thể phải nắm giữ

một lượng dự trữ ngoại hối lớn hơn để can thiệp khi cần thiết trong ngắn hạn.

Tỷ lệ giữa nợ ngắn hạn và dự trữ ngoại hối

Tỷ số của dự trữ trên nợ nước ngoài ngắn hạn đo lường khả năng của một

nước trong việc trả các khoản nợ nước ngoài vào những năm sắp tới, nếu những

điều kiện tài trợ nước ngoài giảm đi một cách đột ngột. Nghĩa là dự trữ ngoại hối

cho phép một quốc gia tồn tại một cách thoải mái trong điều kiện không có khoản

vai mượn nước ngoài đến 1 năm. Theo quy tắc của Greenspan- Guidotti, phần tử

số biểu thị một nước nắm giữ mức dự trữ thích hợp để đối mặc với rủi ro tài chính,

trong khi phần mẫu số cho thấy một tài khoản vốn vốn dễ bị tổn thương

(Greenspan,1999 và BIS 2000). Nếu dự trữ ngoại hối vượt quá nợ ngắn hạn thu

vào năm sắp đến một nước có thể đủ khả năng trả các món nợ nước ngoài tới hạn.

Thêm vào đó, tiêu chí này cũng có thể cho thấy khả năng đối phó của quốc gia

khi có hiện tượng tấn công ngoại tệ hoặc rút tiền ra nước ngoài.

Nếu như tỷ lệ giữa tổng nợ ngắn hạn và dự trữ ngoại hối quá thấp th ấp trong

trường hợp xảy ra khủng hoảng về vốn, các ngân hàng không thiện chí cho gia hạn

nợ ngắn hạn, dự trữ ngoại hối sẽ không đủ để thanh toán các khoản nợ ngắn hạn chứ

không nói là trả được các khoản nợ lãi và gốc đến hạn của các khoản vay trung và

dài hạn trong kỳ đó. Do vậy, vấn đề quan trọng là phải duy trì dự trữ ngoại hối ở

mức phù hợp trong mối liên hệ với nợ nước ngoài ngắn hạn. Điển h ình như trong

cuộc khủng hoảng tài chính tiền tệ Châu Á năm 1997 cho thấy đây là cuộc khủng

hoảng cán cân vốn chứ không phải khủng hoảng cán cân vãng lai. Thái Lan đã thu

hút một lượng vốn nược ngoài để tài trợ thâm hụt cán cân vãng lai nhưng cơ cấu tài

trợ tỏ ra không hợp lý, vốn ngắn hạn chiếm khoảng trên 30% tổng luồng vốn vào và

ra vì vậy rủi ro của việc rút vốn đột ngột đã đặt ngân hàng trung ương Thái Lan

trong tình thế phải dùng dự trữ để ổn định tỷ giá hối đoái. Nhưng do dự trữ ngoại

hối quá mỏng nên không đủ để thanh toán.

Mức cung tiền rộng

Một chỉ báo thông thường được sử dụng là tỷ số của dự trữ ngoại hối trên

mức cung tiền rộng (M2). Phạm vi thông thường cho tỷ số này là từ 5-20%. Lý do

căn bản cho tỷ số này là tiền rộng phản ánh rủi ro của một quốc gia khi rút tài sản

từ nguồn trong nước vào dự trữ ngoại hối (Calvo, 1996; De Beaufort-Wijnholds and

Kapteyn, 2001). Một nhu cầu tiền không ổn định hay một hệ thống tài chính

nghèo nàn cho thấy một cơ hội lớn hơn cho việc đào thoát vốn. Trong trường hợp

này, tỷ số dự trữ trên mức cung tiền rộng là một chỉ tiêu thích hợp. Tỷ lệ thấp hay

sụt giảm được xem như một cảnh báo sớm cho khủng hoảng tiền tệ. Tiêu chí này

còn cho thấy khả năng can thiệp tỷ giá hối đoái của ngân hàng trung ương. Tỷ lệ từ

10% đến 20% được coi là đủ dự trữ ngoại hối. Các tỷ số được trình bày ở đây chỉ

có thể được dùng để đánh giá tính thích hợp của mức dự trữ ngoại hối tại một

nước. Chúng không cung cấp một mức dự trữ ngoại hối tối ưu đối với đặc điểm

của từng quốc gia. Do đó, cần có những quan sát và phương pháp nhất định để tìm

ra các nhân tố ảnh hưởng đến dự trữ ngoại hối và từ đó xác định được mức

dự trữ ngoại hối cần thiết cho quốc gia.

Nghiên cứu thực nghiệm các nhân tố

Aizenman, J., và Marion, N. (2004) “Nắm giữ dự trữ ngoại hối với rủi ro

chủ quyền và thuế”. Những tác động của nợ nước ngoài và dòng vốn vào việc tổ

chức dự trữ quốc tế đã nhận được sự chú ý đáng kể sau cuộc khủng hoảng tài chính

châu Á. Trong khi dòng vốn có thể thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bằng cách bổ sung

tiết kiệm trong nước hoặc trung gian tài chính và nâng cao hiệu quả của các thị

trường tài chính trong nước, vốn đột ngột đảo chiều dòng chảy có thể tàn phá nền

kinh tế, gây ra một cuộc khủng hoảng, và gây thiệt hại đáng kể sản lượng. Nói

chung, phát triển nền kinh tế với các ngành dòng vốn tài chính không hiệu quả và

chưa “trưởng thành” dễ bị tác động khi đảo chiều vốn. Do đó, hình thành các nền

kinh tế có trình độ cao tiếp xúc với tài chính bên ngoài, dù là nợ, FDI, hoặc dòng

danh mục đầu tư, nên giữ một mức độ cao về dự trữ quốc tế để giảm thiểu rủi ro của

mình trong cuộc khủng hoảng tài chính và thúc đẩy sự tự tin bằng các đồng tiền của

chính họ.

Ana Maria Romero (2005) “Nghiên cứu so sánh: Các yếu tố ảnh hưởng đến

dự trữ ngoại tệ của Trung Quốc và Ấn Độ”. Bài nghiên cứu thực nghiệm sự tích lũy

dự trữ ngoại hối của Trung Quốc và Ấn Độ. Đặc biệt, tập trung vào các yếu tố quyết

định của chính sách dự trữ ngoại hối từ năm 1980 đến năm 2003, số liệu thực hiện

kiểm định được thu thập theo quý. Sự tích lũy dự trữ ngoại hối ở Ấn Độ được giải

thích tốt nhất là biến động tỷ giá và mức độ mở của nền kinh tế. Tác động của các

cú sốc sau một thời gian, chẳng hạn như phá giá đồng tiền, và các cú sốc về cơ cấu,

chẳng hạn như tự do hóa thương mại, được kiểm định trong phương trình. Biến độc

lập thay thế cũng được thử nghiệm. Các yếu tố thúc đẩy tích lũy dự trữ ngoại hối tại

Trung Quốc vẫn là một câu đố.

Yin-Wong Cheung và Hiro Ito (2007) “Phân tích thực nghiệm dự trữ ngoại

hối ở một số quốc gia”. Sử dụng dữ liệu từ hơn 100 nền kinh tế trong giai đoạn

1975-2004, nhóm tác giả tiến hành phân tích thực nghiệm các yếu tố quyết định

nắm giữ dự trữ quốc tế. Bốn nhóm yếu tố quyết định, cụ thể là, các biến vĩ mô

truyền thống, các biến tài chính, các biến thể chế, và các biến giả kiểm soát những

đặc điểm nền kinh tế của từng quốc gia được xem xét. Tác giả thấy rằng mối quan

hệ giữa dự trữ quốc tế và các yếu tố của họ là khác nhau giữa các nền kinh tế phát

triển và đang phát triển và không ổn định theo thời gian. Kết quả ước lượng cho

thấy, đặc biệt là trong thời gian gần đây, một nền kinh tế phát triển có xu hướng giữ

một mức độ thấp hơn so với dự trữ quốc tế của nền kinh tế đang phát triển. Hơn

nữa, có bằng chứng các nền kinh tế Đông Á bao gồm cả Trung Quốc và Nhật Bản

đang tích trữ một số tiền quá nhiều dự trữ quốc tế.

Việc nắm giữ dự trữ ngoại hối hiện nay là ngày càng nhạy cảm với các giao

dịch tài khoản vốn do toàn cầu hóa tài chính tiếp tục diễn ra trong các thị trường

vốn quốc tế. Cuộc khủng hoảng tài chính gần đây cũng biểu thị tầm quan trọng của

kỳ vọng, uy tín chính sách và cơ cấu thể chế trong việc xác định mức độ phù hợp

của dự trữ ngoại hối. Một trong những tính năng độc đáo của cuộc khủng hoảng tài

chính châu Á là một số nền kinh tế trong khu vực đã được tích lũy dự trữ quốc tế

với tốc độ đáng kinh ngạc sau những hậu quả của sự kiện này. Những năm đầu của

thế kỷ 21 đã chứng kiến sự tăng trưởng chưa từng có dự trữ ngoại hối toàn cầu -

một tốc độ tăng trưởng hơn 89,2% từ năm 2000 đến năm 2004, được thúc đẩy bởi

một số ít các nền kinh tế. Trong giai đoạn này, Trung Quốc, Nhật Bản, Hàn Quốc,

Malaysia và Đài Loan đã tăng nắm giữ dự trữ quốc tế của họ bằng 262 %, 133%,

107%, 124% và 126%.

Trong nghiên cứu này, tác gỉả sắp xếp các nền kinh tế thành hai nhóm, các

nền kinh tế phát triển và đang phát triển, và nghiên cứu các yếu tố quyết định nhu

cầu dự trữ quốc tế.

Có bằng chứng rằng các mô hình nắm giữ dự trữ quốc tế đã bị ảnh hưởng bởi

sự xuất hiện của cuộc khủng hoảng nợ trong những năm 1980, và cuộc khủng hoảng

Tequila và cuộc khủng hoảng châu Á trong những năm 1990.

Trong số các yếu tố quyết định dự trữ ngoại hối, tác giả nhận thấy xu hướng

nhập khẩu, đại diện cho mở cửa thương mại, là yếu tố duy nhất đó là quan trọng

trong hầu hết các thông số kỹ thuật và các mẫu được xem xét. Tuy nhiên, độ giải

thích của nó giảm dần theo thời gian cho cả nền kinh tế phát triển và đang phát

triển. Mặt khác, khả năng giải thích của các biến tài chính (như cung tiền M2), đặc

biệt là những liên quan đến tài chính bên ngoài, đã được gia tăng theo thời gian.

Aizenman và Yi Sun (2010) “Khủng hoảng tài chính và sự suy giảm lớn

nguồn dự trữ ngoại hối: Từ nỗi lo về tỷ giá hối đoái thả nối đến nỗi lo sợ mất nguồn

dự trữ ngoại hối”. Nghiên cứu mức độ mà các thị trường mới nổi (EMs) tự điều

chỉnh trong cuộc khủng hoảng thanh khoản toàn cầu bằng cách hạ thấp dự trữ ngoại

hối. Mẫu gồm 22 quốc gia thị trường mới nổi trong cuộc khủng hoảng 2008 -2009,

với các nhân tố được xem xét sự mở cửa thương mại, xuất khẩu sản phẩm sơ cấp,

xuất khẩu dầu ròng, biến động xuất khẩu, chỉ số mở cửa tài chính, biến động tỷ giá

và nợ ngắn hạn. Phương pháp sử dụng hồi quy dữ liệu chéo OLS, Robust OLS và

hồi quy dữ liệu bảng OLS, Fix và Random Effect. Nhìn chung, tác giả tìm thấy một

bức tranh hỗn hợp và phức tạp. Chỉ có khoảng một nửa các nước cắt giảm dự trữ

của họ như là một phần của cơ chế điều chỉnh.

Các yếu tố liên quan đến thương mại (như mở cửa thương mại, tỷ số xuất

khẩu hàng hóa sơ cấp, đặc biệt là xuất khẩu dầu) dường như đóng một vai trò quan

trọng trong việc giải thích cho mức dự trữ ngoại hối trước khủng hoảng của các

nước đã trải qua một sự suy giảm đáng kể dự trữ trong giai đoạn đầu tiên của cuộc

khủng hoảng.

Ngoài ra nghiên cứu còn nhận thấy rằng mức dự trữ ngoại hối lớn trong

khoảng thời gian trước khủng hoảng liên quan tới sự sụt giảm dự trữ lớn trong suốt

thời kỳ khủng hoảng. Mức dự trữ ngoại hối trước khủng hoảng cao khuyến khích

các quốc gia chi sử dụng nhiều dự trữ trong khủng hoảng để hấp thụ các cú sốc bên

ngoài (và các quốc gia đối diện với những mất mát dự trữ lớn trong quá trình kiểm

soát khủng hoảng, có lẻ đưa ra một giả thuyết để tích lũy nhiều dự trữ hơn sau

khủng hoảng)

Tác giả tiếp tục phân mẫu này thành 2 nhóm: những quốc gia mất dự trữ

ngoại hối nhiều và nhóm các quốc gia không mất hoặc nhanh chóng phục hồi mất

mát dự trữ. Tác giả định nghĩa nhóm đầu tiên là những quốc gia mất ít nhất 10% dự

trữ trong khủng hoảng. Những kết quả chỉ ra rằng cả những nhân tố tài chính và

nhân tố thương mại đều quan trọng trong việc giải thích cho sự tích lũy dự trữ trước

khủng hoảng. Tuy nhiên những yếu tố này có mức ảnh hưởng khác nhau giữa 2

nhóm. Với những quốc gia trải qua sự sụt giảm dự trữ ngoại hối nhiều, nhân tố

thương mại thể hiện những tín hiệu mong đợi phù hợp với kết quả hồi quy. Các

quốc gia với những khu vực thương mại tương đối rộng lớn hơn, những quốc gia

chỉ số xuất khẩu sản phẩm sơ cấp lớn, và những quốc gia đã đối mặt với những cú

sốc thương mại lớn thì tích lũy nhiều dự trữ ngoại hối hơn. Mặt khác, các nhân tố

tài chính, có ý nghĩa nhiều hơn cho nhóm 2 - những quốc gia không mất nhiều dự

trữ ngoại hối.

Một giải thích khả thi là các quốc gia hấp thụ nguy cơ lớn từ những cú sốc

thương mại trước cuộc khủng hoảng hiện tại đã chọn lựa việc cắt giảm tương đối

lớn dự trữ ngoại hối ban đầu trong suốt giai đoạn đầu của cuộc khủng hoảng. Ngược

lại, các quốc gia không cân nhắc đến các nhân tố thương mại khi tích lũy dự trữ

ngoại hối trước khủng hoảng thì kiềm lại mức sử dụng dự trữ ngoại hối của họ.

Điều này có thể vì nỗi e ngại sự suy giảm dự trữ ngoại hối có thể tạo ra dấu hiệu về

tính dễ bị tổn thương và dẫn đến thất thoát dự trữ ngoại hối nặng nề.

Cuối cùng tiến hành một số kiểm tra củng cố. Chạy mô hình hồi qui bao gồm

một biến giả “các nước thuộc châu Á”, được thêm vào để xác minh liệu là có độ

nghiêng bắt nguồn từ thực tế là nước nhiều thị trường mới nổi là từ châu Á. Nhìn

chung, việc thêm biến giả này không ảnh hưởng đến kết quả liên quan đến vai trò

của các yếu tố thương mại. Tuy nhiên, bởi vì nhiều nước châu Á tiến hành kiểm

soát vốn nghiêm ngặt, đặc biệt là trong số các quốc gia mà không bị mất dự trữ

ngoại hối, nên tác giả không thể kết luận kết quả của nghiên cứu có bị tác động bởi

Những phát hiện của tác giả cho rằng các quốc gia hấp thụ nguy cơ lớn từ

biến giả hay bởi các nhân tố tài chính hay không.

những cú sốc thương mại trước cuộc khủng hoảng, sử dụng dự trữ ngoại hối của họ

như một dự trữ bình ổn trong giai đoạn đầu của cuộc khủng hoảng.

Tổng quát, tác giả tìm thấy các quốc gia với xuất khẩu sản phẩm có quy mô

lớn đã trải qua việc tổn thất dự trữ ngoại hối lớn trong suốt thời kỳ khủng hoảng tài

chính quốc tế. Còn các quốc gia với sự mở cửa tài chính ở mức trung bình và tỷ lệ

nợ ngắn hạn tương đối lớn cũng đã đánh mất ở mức bình quân một lượng lớn dự trữ

ngoại hối ban đầu.

Tuy nhiên, cuộc khủng hoảng hiện tại cho thấy rằng để biện pháp tự bảo vệ

này có hiệu quả, một quốc gia cần có mức IR tương đương với tổng rủi ro tài chính

từ bên ngoài.

Changkyu Choi và Seung-Gwan Baek (2007), “Chế độ tỷ giá hối đoái và dự

trữ quốc tế”. Để phân tích tác động của hệ thống tỷ giá hối đoái trên nắm giữ dự trữ

quốc tế, tác giả thiết lập một phương trình ước lượng như sau:

Với RES là dự trữ ngoại hối thực tế

PGDP là GDP bình quân đầu

GDP là tổng sản phẩm trong nước.

TOPEN là mở cửa thương mại đo bằng tỷ lệ xuất khẩu và nhập khẩu so với

GDP.

Fopen là công khai tài chính, định nghĩa là tỷ lệ tổng vốn tư nhân chảy vào

so với GDP.

Interest có nghĩa là lãi suất cho vay được sử dụng như là một chi phí cơ hội

của việc nắm giữ dự trữ.

Volatility là biến động xuất khẩu

Liên quan đến các biến kiểm soát truyền thống, đầu tiên, hệ số ước tính GDP

bình quân đầu người là tích cực nhưng không đáng kể. Tuy nhiên, các hệ số của

GDP, mở cửa thương mại và công khai tài chính tích cực và có ý nghĩa ở mức 1%.

Nước lớn giữ dự trữ nhiều hơn. Các nước có độ mở cửa thương mại và tài chính cao

có cơ hội lớn hơn phải đối mặt với những cú sốc bên ngoài và do đó yêu cầu dự trữ

quốc tế lớn hơn.

Các hệ số của các biến cơ hội chi phí và biến động xuất khẩu tác động không

đáng kể. Hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm đã không thể tìm thấy một tác động

đáng kể chi phí cơ hội

Cheung Y. W. and X. Qian. (2009), “Tích trữ dự trữ ngoại hối: Mrs

Machlup’s Wardrobe and the Joneses”. Năm 1997 cuộc khủng hoảng tài chính ở

Đông Á nhấn mạnh tầm quan trọng của biến đổi tài khoản vốn và vai trò của sự đảo

ngược dòng chảy trên gây ra một cuộc khủng hoảng. Các nền kinh tế trong khu vực

khủng hoảng gây ra dường như đã điều chỉnh hành vi của chính sách của họ và đã

tăng mạnh dự trữ quốc tế của họ do hậu quả của cuộc khủng hoảng. Ví dụ, Trung

Quốc, Nhật Bản, Hàn Quốc, Malaysia và Đài Loan, các nền kinh tế khác… tích tụ

bất thường và khó hiểu của dự trữ quốc tế trong thiên niên kỷ mới. Nghiên cứu xây

dựng một chuỗi các phương trình để minh họa cho nhu cầu dự trữ ngoại hối với các

biến GDP, xu hướng nhập khẩu trung bình, sự biến động tỷ giá hối đoái, sự biến

động của dự trữ ngoại hối và biến công khai tài chính được đưa ra bởi tổng của các

giá trị tuyệt đối của dòng vốn và dòng chảy chia cho GDP trong khoảng thời gian từ

1980-2004. Các nhân tố đều có ý nghĩa ảnh hưởng đến nhu cầu dự trữ trừ xu hướng

nhập khẩu trung bình.

Gergely Baksay, Ferenc Karvalits và Zsolt Kuti (2011), “Tác động của nợ

công trên dự trữ ngoại hối và lợi nhuận của ngân hàng trung ương”. Bài viết này

tập trung vào sự tương tác giữa chính sách nợ công và quản lý dự trữ ngoại hối.

Chúng tôi thấy rằng , mặc dù phát hành nợ ngoại tệ có thể đóng góp đáng kể vào sự

tăng trưởng của dự trữ ngoại hối, nó có thể gây khó khăn nghiêm trọng trong việc

đánh giá dự trữ đầy đủ, đặc biệt là trong thời kỳ khủng hoảng. Hơn nữa, nó ảnh

hưởng đến lãi – lỗ của ngân hàng trung ương . Mặt khác, sự tích lũy dự trữ ngoại

hối có thể ảnh hưởng đến thâm hụt ngân sách và cũng như nợ. Chúng tôi cho rằng,

nếu các ngân hàng trung ương muốn tăng cường năng lực để can thiệp trong một

cuộc khủng hoảng, cần tìm cách xác định và sử dụng các nguồn thanh khoản ngoại

hối.

Kathryn M. E. Dominguez (2011), “Dự trữ ngoại hối trong khủng hoảng tài

chính toàn cầu”. Bài viết này xem xét cách thức các nước quản lý dự trữ ngoại tệ

của họ khủng hoảng tài chính. Phân tích trong báo cáo này cho thấy dự trữ đóng vai

trò trong quản lý khủng hoảng kinh tế vĩ mô trong thời gian khủng hoảng kinh tế

toàn cầu. Mặc dù cổ phiếu dự trữ cho nhiều nước vẫn ổn định trong thời gian khủng

hoảng, khi chúng ta loại bỏ những thay đổi thụ động do thu nhập lãi và thay đổi giá

trị, chúng tôi thấy rằng nhiều nền kinh tế mới nổi chủ động sụt giảm dự trữ. Hơn

nữa, dữ liệu cho thấy các quốc gia có dự trữ trước khủng hoảng đã vượt quá những

gì có thể được giải thích bằng mô hình tiêu chuẩn của tích lũy dự trữ nhiều khả

năng sử dụng dự trữ của họ trong cuộc khủng hoảng (phòng ngừa và ổn định tỷ giá

hối đoái).

Để hiểu được hành vi dự phòng trong thời gian khủng hoảng, điều quan

trọng là đầu tiên kiểm tra những gì mô hình tiêu chuẩn có thể cho chúng tôi biết lý

do tại sao các quốc gia xây dựng dự trữ ngoại tệ trong thời gian không khủng

hoảng. Các biến giải thích trong mô hình bao gồm: GDP, tăng trưởng tỷ giá hối

đoái, tăng trưởng xuất khẩu, xuất khẩu sản phẩm chính, tỷ lệ nợ ngắn hạn (từ

JEDH), các tài khoản hiện tại tỷ lệ GDP, chênh lệch lãi suất giữa tiền gửi trong

nước và nước Mỹ, tỷ lệ M2 so với GDP, một cuộc khủng hoảng biến giả dựa trên

Reinhart (2010). Có bằng chứng cho thấy nền kinh tế đang nổi lên với tỷ lệ nợ ngắn

hạn cao hơn tích lũy dự trữ nhiều hơn, cũng như nước có tăng trưởng xuất khẩu cao

hơn. Một khác biệt giữa lãi suất cao hơn (chỉ chi phí bán tài chính cao hơn cổ phần

dự trữ) dẫn đến tích lũy thấp hơn và M2 cao hơn so với GDP (trong đó đo lường

mức độ lưu hành tiền tệ trong hệ thống ngân hàng của nước này) dẫn đến tích lũy

cao hơn.

Puah Chin-Hong, Jais Mohama, Arip Mohammad Affendy và Liew Oi-Khim

(2011) “Yếu tố quyết định dự trữ quốc tế ở Malaysia”. Nghiên cứu này kiểm tra

thực nghiệm các yếu tố quyết định dự trữ quốc tế ở Malaysia. Mối quan hệ giữa dự

trữ quốc tế và các yếu tố của nó, cụ thể là quy mô kinh tế, tỷ giá, cán cân thanh toán

và chi phí cơ hội của dự trữ giữ đã được kiểm tra. Dữ liệu chuỗi hàng năm từ 1975-

2007 đã được sử dụng trong nghiên cứu. Tất cả các dữ liệu có thể được lấy từ Thống

kê tài chính quốc tế được công bố bởi IMF và Bản tin thống kê hàng tháng được

công bố bởi Ngân hàng Negara Malaysia.

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho thấy rằng các biến đều dừng tại

sai phân bậc 1. Kết quả đồng liên kết cho thấy dự trữ quốc tế và các yếu tố quyết

định có mối quan hệ.

Tìm kiếm từ các kiểm định đồng liên kết có nghĩa là có một sự tồn tại của

một lâu dài mối quan hệ cân bằng ổn định giữa dự trữ quốc tế và các yếu tố quyết

định với mức ý nghĩa 5%. Bằng cách bình thường vector cointegrating với khía

cạnh để dự trữ quốc tế, tác giả có được các thông số cho thấy mối quan hệ giữa các

yếu tố quyết định tương ứng và dự trữ quốc tế. Tất cả các yếu tố quyết định được

tìm thấy là ý nghĩa thống kê trong mô hình. Đặc biệt, quy mô kinh tế và tỷ giá thực

có ảnh hưởng tích cực liên quan đến dự trữ quốc tế, trong khi cán cân thanh toán và

chi phí cơ hội của tổ chức dự trữ có tác động tiêu cực về dự trữ quốc tế.

Nhóm tác giả gợi ý dự trữ quốc tế cũng có thể bị ảnh hưởng bởi các biến nền

kinh tế quan trọng khác, nghiên cứu trong tương lai có thể xem xét bao gồm cả các

biến như tự do thương mại, tự do hóa thị trường tài chính, dòng vốn… để cung cấp

một kết quả toàn diện hơn.

3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1.Phương pháp:

Để phân tích biến động của chỉ tiêu nghiên cứu qua thời gian, người ta

thường tập hợp các số liệu thu được qua thời gian gọi là chuỗi số thời gian. Phân

tích chuỗi thời gian sẽ nghiên cứu hành vi, khuôn mẫu trong quá khứ của một biến

số và sử dụng những thong tin này để dự đoán những thay đổi trong tương lai. Phân

tích chuỗi thời gian là một phương pháp ngoại suy phức tạp.

3.1.1 Dữ liệu chuỗi thời gian

Mặc dù chuỗi thời gian chỉ là một phép thử của một quá trình ngẫu

nhiên, chúng ta gọi chuỗi thời gian là quá trình ngẫu nhiên Yt, t = 1,2,3,…,

E(Yt), var(Yt) là kỳ vọng toán và phương sai của Yt , có thể cov(Yi,Yj) ≠ 0. Nói

chung đối với mỗi Yt thì kỳ vọng, phương sai và hiệp phương sai là không giống

nhau.

Chuỗi Yt được gọi là dừng nếu kỳ vọng, phương sai và hiệp phương sai

không đổi theo thời gian. Về mặt toán học, chuỗi Yt được gọi là dừng nếu:

E(Yt) = µ (với mọi t) var(Yt) = E(Yt - µ)2 = σ2 (với mọi t) cov(Yt,Yt+k) = E[(Yt - µ)(Yt+k - µ)] = γk (với mọi t)

Chuỗi Yt được gọi là không dừng nếu vi phạm ít nhất một trong 3 điều kiện trên.

ρk = γk/γ0 là hệ số tương quan giữa Yt và Yt+k

Khi khảo sát các ρk theo độ dài của trễ, ta có một hàm được gọi là hàm tự tương

quan.

3.1.2. Kiểm định nghiệm đơn vị

Hồi quy giả mạo

Hầu hết dãy số liệu vĩ mô theo thời gian có chứa xu thế và vì thế trong hầu

hết các trường hợp đều là không dừng. Vấn đề với dữ liệu không dừng hoặc có

chứa xu thế là khi dung phương pháp hồi quy chuẩn OLS có thể dễ dàng dẫn

đến những kết luận không đúng. Theo Asteriou (2007), điều này có thể được

chỉ ra trong những trường hợp kết quả hồi quy có giá trị R2 rất cao và giá trị

thống kê t cũng rất cao (đôi khi có thể cao hơn 4), trong khi các biến được sử

dụng trong mô hình thì không có mối quan hệ thực tế nào hết.

Để khắc phục hồi quy giả mạo, ta đưa thêm biến xu thế vào mô hình. Tuy

nhiên việc đưa thêm biến xu thế vào mô hình chỉ có thể chấp nhận được khi biến

này là phi ngẫu nhiên.

Phương pháp kiểm định

Trong nghiên cứu kinh tế, chúng ta thường giả lập mô hình mà ở đó các

biến số kinh tế có quan hệ với nhau và thường được mô tả dưới dạng các cân

bằng, chẳng hạn như:

Trong đó: yt và xt là các biến chuỗi, α là tham số ước lượng,và ut là sai số.

Điều đáng quan tâm ở đây là nếu phương trình cân bằng trên là tồn tại thì

đặc tính của sai số cân bằng ut sẽ là như thế nào. Một đặc trưng quan trọng của

ut sẽ là một biến chuỗi có giá trị trung bình nhỏ và không có xu hướng lớn dần

hay nhỏ dần theo thời gian. Vì vậy, nếu biến chuỗi sai số này là biến ngẫu

nhiên thì giá trị trung bình ước tính sẽ bằng 0 và có cùng phương sai. Một biến

chuỗi sai số với đặc tính này được gọi là biến chuỗi dừng (Stationary Time

Series). Biến chuỗi dừng là khái niệm cơ bản và quan trọng trong lý thuyết

Đồng liên kết. Vì thế, trong khi ước lượng các tham số hoặc kiểm định giả

thiết của các mô hình, nếu không kiểm định thuộc tính này của biến chuỗi thì

các kỹ thuật phân tích thông thường (chẳng hạn như kỹ thuật OLS) sẽ không

còn chính xác và hợp lý. Như đã đề cập ở trên, điều này sẽ dẫn đến hiện tượng

“hồi quy giả mạo”. Vì vậy, trước khi xây dựng và phân tích mô hình, cần phải

có kiểm định thuộc tính dừng của các biến chuỗi trước khi đưa vào sử dụng.

Kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF)

Đây là phương pháp được dùng để kiểm định tính không dừng của biến.

Điều chủ yếu bên trong kiểm định là việc kiểm định tính không dừng thì

t ương đương với việc kiểm định sự tồn tại của một nghiệm đơn vị. Ở đây,

kiểm định ADF cũng tương tự như kiểm định DF nhưng chỉ khác ở điểm là

kiểm định ADF có đưa thêm độ trễ vào phương trình hồi qui được dùng để kiểm

định nghiệm đơn vị. Việc đưa thêm độ trễ vào nhằm mục đích loại bỏ hệ số tự

tương quan. Để nghiên cứu kiểm định ADF, trước tiên cần nắm rõ kiểm định

DF. Giả sử có phương trình hồi quy như sau:

Yt = ρYt-1 + ut (1)

Ta có các giả thiết:

H0: ρ =1 ( Yt là chuỗi không dừng)

H1: ρ < 1 ( Yt là chuỗi dừng)

Phương trình (1) tương đương với phương trình (2) sau đây:

Yt - Yt-1 = ρYt-1 - Yt-1 + ut

(2) => ∆Yt = (ρ – 1)Yt-1 + ut => ∆Yt = δYt-1 + ut

Như vậy các giả thiết ở trên có thể được viết lại như sau:

H0: δ = 0 (Yt là chuỗi không dừng) H1: δ < 0 (Yt là chuỗi dừng)

Dickey và Fuller đã đưa ra 2 phương trình hồi quy có thể được sử dụng

cho kiểm định đơn vị: một phương trình chứa hằng số có bước ngẫu nhiên và

một phương trình chứa xu thế thời gian phi ngẫu nhiên. Trong tất cả các trường

hợp, nếu giá trị thống kê DF nhỏ hơn giá trị tuyệt đối của thống kê t thì bác bỏ

giả thiết H0, có nghĩa là khi đó Yt là chuỗi dừng.

Kiểm định ADF cũng được thực hiện tương tự như kiểm định DF, nghĩa

là cũng có 2 giả thiết để kiểm định và cũng lấy giá trị của kiểm định so sánh

với giá trị tuyệt đối của thống kê t từ đó đưa ra câu trả lời là bác bỏ hay chấp

nhận một trong hai giả thiết. Tuy nhiên, đối với kiểm định ADF, phương trình

được kiểm định sẽ có nhiều số hạng hơn và có đưa thêm độ trễ. Các dạng của

phương trình:

∆Yt = δYt-1 + β1∆Yt-1+ β2∆Yt-2+….+ β1∆Yt-p+ ut

∆Yt = α + δYt-1 + β1∆Yt-1+ β2∆Yt-2+….+ β1∆Yt-p+ ut

∆Yt = α + γT + δYt-1 + β1∆Yt-1+ β2∆Yt-2+….+ β1∆Yt-p+ ut

Bởi vì kiểm định ADF dựa trên giả định sai số ngẩu nhiên nên khi sử

dụng phương pháp ADF phải chắc chắn rằng khoản mục sai số là không có

tương quan với nhau và có sự biến đổi cố định. Do đó, trong nghiên cứu thực

nghiệm, phương pháp ADF thường được dùng kèm theo kiểm định Phillip-

Perron (PP). Trong khi kiểm định ADF hiệu chỉnh tương quan chuỗi bậc cao

hơn bằng cách đưa thêm sự sai lệch độ trễ bên vế phải của phương trình kiểm

định, thì kiểm định PP hiệu chỉnh thống kê t của hệ số δ từ phương trình hồi

qui AR(1) để giải thích tương quan chuỗi trong et. Phương trình cho kiểm định

PP có dạng: ∆Yt = α + δYt-1 + et.

Qui trình kiểm định nghiệm đơn vị

3.1.3.Mô hình đồng liên kết

Như đã biết, khi hồi quy các chuỗi thời gian không dừng thường dẫn đến

“tương quan giả mạo”. Tuy nhiên, theo Engle và Granger ( 1987), nếu kết hợp

tuyến tính các chuỗi thời gian không dừng có thể là một chuỗi dừng và khi đó

các chuỗi thời gian không dừng này được cho là đồng liên kết. Kết hợp tuyến

tính dừng được gọi là phương trình đồng liên kết và có thể giải thích được mối

quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Nói cách khác, nếu phần dư trong mô

hình hồi quy giữa các chuỗi thời gian không dừng là một chuỗi dừng, thì kết

quả hồi quy là thực và thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến

trong mô hình. Mục đích của kiểm định đồng liên kết là xác định xem một

nhóm các chuỗi không dừng có đồng liên kết hay không.

Có 2 cách kiểm định:

Kiểm định nghiệm phần dư

Giả sử hai biến chuỗi Yt và Xt là không dừng và ta có mô hình hồi quy

như sau: Yt = β1 + β2Xt + ut

Nếu phần dư ut là một chuỗi dừng thì kết quả hồi qui giữa Yt và Xt là “thực”

và vẫn sử dụng một cách bình thường. Nói cách khác, Yt và Xt có quan hệ đồng

liên kết và β2 gọi là hệ số đồng liên kết.

Kiểm định đồng liên kết dựa trên phương pháp Var của Johansen

Đây là kỹ thuật kiểm định đồng liên kết được sử dụng phổ biến nhất

trong việc áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại nhằm xác định sự tồn tại của các

vector đồng liên kết giữa các dãy số thời gian không dừng. Phương pháp này

sẽ cho biết được số lượng các vector đồng liên kết và cho phép các nhà nghiên

cứu có thể kiểm định nhiều giả thiết khác nhau liên quan đến các phần tử của

các vector. Nếu kiểm định có ít nhất một vector đồng liên kết thì khi đó giữa

các biến có mối quan hệ dài hạn.

3.1.4.Mô hình VECM

Sims (1980) đã thay đổi mối quan tâm của các nhà kinh tế lượng đương

thời. Ông cho rằng hầu hết các biến số kinh tế, nhất là biến số kinh tế vĩ mô đều

mang tính nội sinh, nghĩa là đều có tác động qua lại lẫn nhau. Từ đó ông đề xuất

mô hình nhiều biến số mà trong đó các biến số của mô hình đều đóng vai trò như

nhau và đều là biến nội sinh.

Mô hình Var dạng cấu trúc tổng quát với m biến và độ trễ p bước được viết

dưới dạng:

Yt = A + A0Yt + ... + ApYt-p + εt

Trong đó Yt = (Y1t,...,Ymt)’; Ai là các ma trận cấp m×m, A là ma trận cấp

m×1, εt là ma trận cấp m×1

Mô hình Var dạng rút gọn tương ứng là:

Yt = B + B1Yt-1 + ...+ BpYt-p + vt

Trong đó Yt = (Y1t,...,Ymt)’; Bi là các ma trận cấp m×m, B là ma trận cấp

m×1, vt là ma trận cấp m×1 yếu tố ngẫu nhiên.

Mô hình Var thường được dùng trong các bài toán liên quan đến các biến

kinh tế vĩ mô là:

 Dự báo, đặc biệt là dự báo trung hạn và dài hạn.

 Phân tích cơ chế truyền tải sốc, nghĩa là xem xét tác động của một cú sốc

trên một biến phụ thuộc lên các biến phụ thuộc khác trong hệ thống.

Khi xây dựng mô hình Var, các biến chuỗi thường phải được xử lý trở

thành các chuỗi dừng, do đó trong một số trường hợp có thể bỏ mất đi các thông

tin quan trọng về mối quan hệ giữa các biến số. Chẳng hạn về xu hướng biến đổi

dưới dạng không dừng của các biến chuỗi. Khi đó một loại mô hình mới dạng

Var được đưa ra áp dụng để thâu tóm các thông tin này, đó là mô hình VECM –

mô hình hiệu chỉnh sai số vector. Mô hình này tỏ ra rất hữu ích trong việc thể

hiện không chỉ mối quan hệ dài hạn giữa các biến số mà còn thể hiện được động

thái trong ngắn hạn trong mối quan hệ giữa các biến số trong việc giữ cho hệ

thống quy về mối quan hệ cân bằng dài hạn.

Mô hình VECM đơn giản gồm 2 biến x, y và p độ trễ có dạng:

Trong đó : x, y là chuỗi đồng liên kết bậc 1, tổ hợp tuyến tính của x và y là

chuỗi I(0).

Mô hình VECM cho biết mối quan hệ giữa các biến x, y: quan hệ dài

hạn thể hiện bởi các hệ số β, và cơ chế điều chỉnh ngắn hạn thể hiện bởi các hệ

số α1,α2

Dựa vào lý thuyết về các mô hình định lượng như trên, chúng ta có

phương pháp kiểm định và phân tích mô hình sử dụng như sau:

(i) Kiểm tra thuộc tính biến tĩnh của dữ liệu.

(ii) Nếu các biến sử dụng là biến tĩnh liên kết cùng bậc thì tiến hành kiểm

định đồng liên kết bằng phương pháp Var của Johasen. Từ đó phân tích kết quả

mô hình.

(iii) Phân tích biến động ngắn hạn – Mô hình VECM ( Cơ chế hiệu

chỉnh sai số vectơ).

3.2.Dữ liệu và các biến giải thích

Trong phân tích của đề tài sử dụng các nhân tố để đánh giá sự tác động của

chúng đến thay đổi dự trữ ngoại hối.

Biến dự trữ ngoại hối (IR) được được đo lường như dự trữ ngoại hối trừ

vàng, khi vàng không được sử dụng như là tài sản can thiệp.

Dữ liệu của các biến giải thích sử dụng trong đề tài nghiên cứu này được thu

thập gồm nhân tố thương mại: sự mở cửa thương mại, xuất khẩu dầu, biến động

xuất khẩu; và nhân tố tài chính: sự mở cửa tài chính, sự biến động tỷ giá hối đoái

lịch sử, nợ ngắn hạn, cung tiền rộng M2 của Việt Nam trong giai đoạn từ năm tháng

1 năm 2000 đến tháng 6 năm 2013.

Nhân tố thương mại trong đề tài:

-Sự mở cửa thương mại (sau đây được viết là topen): được xác định bằng tỷ

số của tổng xuất nhập khẩu, dữ liệu được lấy từ ấn phẩm Thống kê tài chính quốc tế

(International Financial Statistic – IFS) công bố bởi Quỹ tiền tệ quốc tế

(International Monetary Fund – IMF).

-Xuất khẩu dầu: tỷ trọng xuất khẩu dầu của một quốc gia (xuất khẩu dầu

mỏ/GDP). Nó được đo lường bằng mức dầu mỏ xuất khẩu ròng của một quốc gia

chia cho GDP của quốc gia đó; dữ liệu được lấy từ cơ quan Thông tin Năng lượng –

EIA (Energy Information Administration) của Mỹ.

-Biến động xuất khẩu: (xvolatile) nó được đo lường bằng độ lệch chuẩn của

biến động xuất khẩu hàng quý, dữ liệu cũng được lấy từ ấn phẩm Thống kê tài

chính quốc tế (International Financial Statistic – IFS) công bố bởi Quỹ tiền tệ quốc

tế (International Monetary Fund – IMF).

Nhân tố tài chính:

- Sự mở cửa tài chính (Kopen): sử dụng chỉ số mở rộng thị trường vốn

Chinn-Ito.

- Sự biến động tỷ giá hối đoái lịch sử (exstdev): nó được đo lường bằng độ

lệch chuẩn của tỷ lệ tăng trưởng tỷ giá hối đoái hàng quý (sự thay đổi hàng quý), dữ

liệu được lấy từ ấn phẩm Thống kê tài chính quốc tế (International Financial

Statistic – IFS) công bố bởi Quỹ tiền tệ quốc tế (International Monetary Fund –

IMF).

- Nợ ngắn hạn: mối quan hệ giữa các khoản nợ nước ngoài ngắn hạn với

GDP của một quốc gia (STdebt /GDP), dữ liệu được lấy từ The Joint External Debt

Hub.

- Cung tiền M2: hàng quý và hàng năm dữ liệu được lấy từ ấn phẩm Thống

kê tài chính quốc tế (International Financial Statistic – IFS) công bố bởi Quỹ tiền tệ

quốc tế (International Monetary Fund – IMF).

Các biến IR, Topen, Oilex, Xvolatile, Kopen, Exstdev, Stdebt, M2 đều được

tính bằng công thức: ln (x/GDP)

x: số liệu hàng năm hoặc hàng quý của các biến

GDP: số liệu GDP hàng năm hoặc hàng quý của GDP

Bảng 3.1 Thống kê tóm tắt đối i các iến được dùng trong kiểm định

Biến

LnIR

LnTopen

LnOilex

LnXvolatile LnKopen LnExstdev LnStdebt

LnM2

-4.988.379

-1.252.366

- 1.751.687

- 0.984859

- 2.435.326

- 2.622.823

- 0.062146

- 1.192.614

Giá trị trung bình

-5.028.209

-1.223.683

Trung vị

- 1.812.822

- 1.042.377

- 2.329.615

- 2.564.377

- 0.083461

- 1.093.782

-3.762.057

-1.139.899

1.150.996

- 0.822303

- 0.086997

- 1.969.009

- 1.286.954

- 1.021.460

Giá trị lớn nhất

-5.690.831

-1.525.460

- 2.212.108

- 1.379.412

- 3.065.851

- 1.413.713

- 3.450.188

- 0.807335

Giá trị nhỏ nhất

0.430740

0.309583

0.395146

0.475171

1.650.170

1.071.283

0.644217

0.529720

Độ lệch chuẩn

0.790012 1.681.250

-0.431905

1.070.905

-1.160.565

0.344409

0.592114

- 0.272929

Độ lệch

2.663.335 6.212.563 1.607.074

4.274.730

1.172.622

3.921.808

2.333.358 2.991.951

Độ nhọn

1.522.394 1.261.573 1.567.072

3.623.833

2.121.741

3.638.470

0.536015

0.818103

Jarque- Bera

0.467107

0.001822

0.456788

0.163341

0.346154

0.162150

0.764902

0.664280

Độ tin cậy

-6.983.730

-1.753.313

Tổng

- 2.452.362

- 1.378.802

- 3.409.456

- 1.669.660

- 3.671.952

- 0.870040

Số lượng quan sát

nghiệm đơn ị (quan sát theo năm)

Hình 3.1. Biến động của các biến: IR, Topen, Oilex, Xvolatile, Kopen, Exstdev,

Stdebt, M2 (2000-6/2013)

Như đã trình bày ở trên, do các biến kinh tế vĩ mô điều là các biến chuỗi

thời gian và để không mắc phải những sai lầm do yếu tố xu thế trong biến gây ra

nên nghiên cứu đã sử dụng phương pháp kiểm định ADF, mô hình đồng liên kết

và mô hình VECM. Các phương pháp này được áp dụng theo trình tự như sau:

Trước tiên, dùng phương pháp ADF kiểm định tính dừng của các biến.

Sau đó, chọn lựa các biến có cùng bậc dừng và tiến hành kiểm định đồng liên

kết. Quá trình này sử dụng số liệu theo năm. Sau khi xác định được các biến có

đồng liên kết, chạy mô hình VECM phân tích các nhân tố tác động đến dự trữ

ngoại hối của Việt Nam.

Để phân tích tác động trong ngắn hạn của các biến trong mô hình với dự

trữ ngoại hối, dùng kiểm định VECM với dữ liệu là hàng quý.

Bảng 3.2 Thống kê tóm tắt đối i các iến được dùng trong mô hình

Giá trị

Biến

Số lượng quan sát

Độ lệch chuẩn

trung bình

bé nhất

lớn nhất

lnIR

-1.119853

0.708672

-2.212108

0.513328

lnXvolatile

-4.827875

1.111596

-7.008909

-2.623981

lnKopen

-11.71706

1.707811

-14.13713

-8.630270

lnExstdev

-14.12900

1.794131

-19.03227

-10.80738

lnStdebt

-2.102545

0.887021

-3.775365

-0.397159

lnM2

0.517232

0.762656

-0.807335

2.046780

VECM (quan sát theo quý)

Dự trữ ngoại hối được xem như là một “tấm đệm” bảo vệ an toàn kinh

tế cho quốc gia mỗi khi có những biến động không lường trước được. Do đó

xác định nhu cầu dự trữ ngoại hối là một yêu cầu rất quan trọng và cần thiết đối

với từng quốc gia. Công việc này đòi hỏi phải nghiên cứu tất cả những biến kinh

tế vĩ mô có tác động đến dự trữ ngoại hối.

Tuy nhiên, những biến này thường luôn ẩn chứa xu thế là một nguyên

nhân dẫn đến hồi quy giả mạo trong ước lượng mô hình. Do đó, để thu được kết

quả chính xác, cần phải có những phương pháp thích hợp.

Mô hình đồng liên kết và VECM là mô hình được áp dụng để phân tích

trong dài hạn và ngắn hạn tác động của các biến kinh tế vĩ mô không dừng đối

với dự trữ ngoại hối quốc gia. Và từ đó ước lượng được mô hình dự trữ. Các

biến trong mô hình lúc này được xem là đồng liên kết, tức là xu thế ngẫu nhiên

đã được loại trừ.

Trong phần này, đề tài đã trình bày cơ sở lý thuyết nền tảng về phương

pháp kiểm định các nhân tố tác động đếm dự trữ ngoại hối cho Việt Nam

thông qua các phương pháp kiểm định ước lượng mang lại hiệu quả cao như

kiểm định ADF, mô hình đồng liên kết và VECM.

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị Bảng 4.1: Kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình

Kiểm định ADF Ghi chú Biến

t statistics Test critical values

IR -2.815816 -3.144920

Chuỗi dừng D(IR) -3.736515 -3.212696

TOPEN 0.241454 -3.144920

D(TOPEN) -2.560617 -3.144920

Chuỗi dừng D(TOPEN,2) -3.330372 -3.212696

OILEX -0.555972 -3.119910

D(OILEX) -2.560617 -3.144920

Chuỗi dừng D(OILEX,2) -3.330372 -3.212696

XVOLATILE 1.227522 -3.175352

Chuỗi dừng D(XVOLATILE) -6.004343 -3.175352

KOPEN -0.792760 -3.119910

Chuỗi dừng D(KOPEN) -3.188155 -3.144920

EXSTDEV -2.291781 -3.119910

Chuỗi dừng D(EXSTDEV) -5.752048 -3.144920

STDEBT 0.477736 -3.144920

Chuỗi dừng D(STDEBT) -4.000577 -3.144920

M2 0.233728 -3.175352

Chuỗi dừng D(M2) -6.550170 -3.212696

Nguồn: tính toán của tác giả

Mức ý nghĩa được chọn trong mô hình là 5%

X: chuỗi dữ liệu.

D(X): sai phân bậc 1 của chuỗi dữ liệu.

D(X,2): sai phân bậc 2 của chuỗi dữ liệu.

Cả hai mô hình đồng liên kết và VECM đều được sử dụng với các biến

không dừng. Do đó, cần kiểm định tính dừng của các biến trong phương tình. Kết

quả kiểm định được trình bày ở bảng 4.1. Nếu các biến có giá trị kiểm định nhỏ

hơn giá trị tuyệt đối của giá trị thống kê t thì các biến đó được xem là không dừng

ở bậc đang xét.

Kết quả cho thấy:

Các biến chuỗi dự trữ ngoại hối (IR), biến động xuất khẩu (Xvolatile), Chỉ số

mở cửa tài chính (Kopen), biến động tỷ giá (Exstdev), nợ ngắn hạn (Stdebt), cung

tiền (M2) cùng dừng ở bậc 1.

Còn các biến chuỗi mở cửa thương mại (Topen), xuất khẩu dầu (Oilex) cùng

dừng bậc 2.

Như vậy đề tài sẽ tiến hành kiểm định đồng liên kết và VECM với các

chuỗi Xvolatile, Kopen, Exstdev, Stdebt, M2 vì dừng cùng bậc với IR và mô hình

ước lượng thu được sau khi thực hiện sẽ có ý nghĩa thống kê.

Các biến còn lại không được sử dụng vì khi ước lượng có thể dẫn đến kết

quả hồi qui giả như đã trình bày trong phần phương pháp nghiên cứu.

4.2.Kiểm định đồng liên kết:

Kết quả cho thấy không chỉ có một mối quan hệ đồng liên kết giữa biến phụ

thuộc IR và các biến giải thích Xvolatile, Kopen, Exstdev, Stdebt, M2 mà còn có

những mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến giải thích với nhau. Nhưng trong

bài nghiên cứu này chỉ tập trung vào nghiên cứu mối quan hệ giữa IR và các biến

còn lại.

Date: 01/12/14 Time: 10:35 Sample (adjusted): 2000Q2 2013Q2 Included observations: 53 after adjustments Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant) Series: IR EXSTDEV KOPEN M2 STDEBT XVOLATILE Lags interval (in first differences): No lags Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Trace Statistic

0.05 Critical Value

Prob.**

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 At most 5

0.657646 0.595736 0.428729 0.365785 0.248081 0.033456

175.5367 118.7254 70.72394 41.04971 16.91523 1.803489

103.8473 76.97277 54.07904 35.19275 20.26184 9.164546

0.0000 0.0000 0.0008 0.0104 0.1357 0.8164

Trace test indicates 4 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Max-Eigen Statistic

0.05 Critical Value

Prob.**

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 At most 5

0.657646 0.595736 0.428729 0.365785 0.248081 0.033456

56.81129 48.00144 29.67423 24.13448 15.11174 1.803489

40.95680 34.80587 28.58808 22.29962 15.89210 9.164546

0.0004 0.0008 0.0362 0.0274 0.0660 0.8164

Max-eigenvalue test indicates 4 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):

IR 0.158962 -0.615322 0.871710 1.953049 2.059939 1.509398

EXSTDEV 0.043145 -0.605745 0.081987 -0.091732 -0.041331 -0.007731

KOPEN 0.171987 0.219734 -0.827291 -0.427767 -0.248133 -0.480681

M2 1.290686 -0.615157 -1.730840 3.682102 -1.774042 -1.025228

STDEBT -0.799216 0.141610 -1.796397 -3.790627 0.707047 0.158205

XVOLATILE 0.430810 0.908546 1.875161 -0.980896 -0.349901 -0.081961

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2)

-0.718249 -0.776936 -0.670882 -0.716888

0.028006 1.826802 0.020886 0.023316

0.037084 -0.169589 0.110554 0.078187

-0.018840 0.299734 -0.008296 0.003118

-0.111122 0.057089 -0.194692 -0.081968

D(STDEBT) D(XVOLATILE)

-0.624815 -1.276446

0.004718 -0.057739

0.092646 -0.146906

0.130108 0.154069

-0.105598 -0.112307

Log likelihood

-184.5218

1 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

KOPEN 1.081941 (0.53100)

M2 8.119477 (3.20758)

IR 1.000000

EXSTDEV 0.271418 (0.38978)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2) D(STDEBT) D(XVOLATILE)

-0.114174 (0.01433) -0.123503 (0.05507) -0.106645 (0.01424) -0.113958 (0.01353) -0.099322 (0.01493) -0.202906 (0.02315)

STDEBT -5.027723 (2.40810)

XVOLATILE 2.710148 (1.47249)

Log likelihood

-160.5211

2 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

IR 1.000000 0.000000

EXSTDEV 0.000000 1.000000

KOPEN 1.629729 (0.72033) -2.018244 (0.76037)

M2 10.82968 (4.44260) -9.985358 (4.68957)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2) D(STDEBT) D(XVOLATILE)

-0.131407 (0.05726) -1.247574 (0.15020) -0.119496 (0.05689) -0.128305 (0.05406) -0.102225 (0.05968) -0.167378 (0.09242)

-0.047954 (0.05471) -1.140098 (0.14353) -0.041597 (0.05436) -0.045054 (0.05166) -0.029816 (0.05703) -0.020097 (0.08831)

STDEBT -6.853973 (3.32944) 6.728552 (3.51453)

XVOLATILE 4.303855 (2.00803) -5.871778 (2.11965)

Log likelihood

-145.6840

3 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

IR 1.000000 0.000000

EXSTDEV 0.000000 1.000000

KOPEN 0.000000 0.000000

M2 2.727872 (1.81702) 0.047863 (1.76602)

STDEBT -4.015798 (1.24689) 3.213777 (1.21188)

XVOLATILE 3.212025 (0.67829) -4.519664 (0.65925)

4.971262 (1.71880)

1.000000

0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

-0.148055 (0.07853) 0.408087 (0.20533) -0.202254 (0.07700) -0.182856 (0.07366) -0.183068 (0.08122) -0.110686 (0.12571)

-0.044913 (0.05512) -1.154002 (0.14411) -0.032533 (0.05404) -0.038643 (0.05170) -0.022220 (0.05701) -0.032142 (0.08823)

-1.741501 (1.17948)

0.669946 (0.64162)

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2) D(STDEBT) D(XVOLATILE)

-0.099080 (0.09703) -1.395407 (0.25370) -0.023125 (0.09514) -0.060148 (0.09102) -0.021465 (0.10036) -0.295437 (0.15533)

Log likelihood

-133.6167

4 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

M2 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

KOPEN 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

IR 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

EXSTDEV 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

-0.139996 (0.08741) 0.279871 (0.22505) -0.198706 (0.08574) -0.184190 (0.08203) -0.238724 (0.08873) -0.176592 (0.13844)

-0.043185 (0.05571) -1.181497 (0.14342) -0.031772 (0.05464) -0.038929 (0.05228) -0.034155 (0.05655) -0.046275 (0.08823)

STDEBT -24.26141 (7.38295) 2.858546 (0.56203) -38.63702 (12.7470) 7.421760 (2.47147) -1.077819 (0.38773) -0.729367 (0.99823) -1.100644 (0.38031) -1.063469 (0.36384) -0.490627 (0.39358) -0.790404 (0.61408)

XVOLATILE 44.70146 (5.84889) -3.791687 (0.44525) 76.28011 (10.0984) -15.20945 (1.95794)

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2) D(STDEBT) D(XVOLATILE)

-0.135875 (0.20060) -0.810011 (0.51646) -0.039327 (0.19676) -0.054058 (0.18824) 0.232642 (0.20362) 0.005468 (0.31771)

Log likelihood

-126.0609

5 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

M2 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

KOPEN 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

STDEBT 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

XVOLATILE -0.198879 (0.10381) 1.498595 (0.27998) 4.774986 (0.55979) -1.474076 (0.11550)

IR 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

EXSTDEV 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2) D(STDEBT) D(XVOLATILE)

-0.364780 (0.26898) -0.692412 (0.70250) -0.440380 (0.25494) -0.222906 (0.25387) 0.015117 (0.27355) -0.225877 (0.42982)

-0.038592 (0.05501) -1.183857 (0.14366) -0.023725 (0.05213) -0.035542 (0.05191) -0.029791 (0.05594) -0.041633 (0.08790)

-0.112423 (0.08888) 0.265705 (0.23213) -0.150396 (0.08424) -0.163851 (0.08388) -0.212522 (0.09039) -0.148725 (0.14202)

1.000000 -0.880684 (0.41305) -0.830645 (1.07877) -0.755253 (0.39149) -0.918055 (0.38984) -0.303292 (0.42006) -0.591167 (0.66003)

-1.850690 (0.14480) 0.504230 (0.38359) 0.088466 (1.00184) 0.234327 (0.36357) 0.366020 (0.36204) -0.234251 (0.39011) 0.612454 (0.61296)

4.3.Kiểm định VECM:

Nghiên cứu sử dụng số liệu hàng quý để đánh giá mối quan hệ của các biến

trong ngắn hạn để tăng độ chính xác của các kết quả hồi quy. Kết quả thực hiện

kiểm định VECM được cho ở bảng 4.2

Bảng 4.2: Kết quả phương pháp VECM

D(IR)

D(M2)

D (EXSTDEV)

D (KOPEN)

D (STDEBT)

D(IR(-1))

0.284168

-0.378252

0.428086

-0.101925

0.233842

D (XVOLATILE )) 0.382497

D(IR(-2))

-0.432303

4.481224

-0.076329

-0.215387

0.076439

-0.302193

D(IR(-3))

0.263092

1.953882

0.066739

-0.140215

0.027408

0.408765

D(IR(-4))

-0.280069

4.142024

-1.475356

0.051213

-0.065873

-0.421337

D(EXSTDEV(-1))

-0.035039

-0.446546

-0.007009

-0.024771

0.010186

0.001368

D(EXSTDEV(-2))

-0.030402

-0.052360

-0.021976

-0.014321

0.018626

0.026900

D(EXSTDEV(-3))

-0.010761

0.046536

-0.020044

-0.011471

0.019524

0.025858

D(EXSTDEV(-4))

-0.003519

-0.036591

-0.011218

-0.003963

0.008802

0.053757

D(KOPEN(-1))

0.124619

-0.797197

-0.026794

0.059719

-0.009333

-0.169021

D(KOPEN(-2))

0.027607

0.143582

0.045617

0.058241

0.024241

-0.174336

D(KOPEN(-3))

0.117072

-0.855493

0.121572

0.071566

0.182529

0.235486

D(KOPEN(-4))

-0.013866

-0.104532

-0.173483

-0.095979

-0.114119

0.103836

D(M2(-1))

-1.422503

19.64231

-2.197060

-0.636778

0.942859

1.625271

D(M2(-2))

-0.672208

11.57552

-1.521638

-0.509570

-0.011129

0.354535

D(M2(-3))

-1.395112

14.14225

-1.288997

-0.540564

0.133921

-1.197337

D(M2(-4))

0.330804

13.22644

1.534118

0.438180

1.711400

2.303850

D(STDEBT(-1))

-0.139586

1.492485

0.097365

-0.123291

-0.559960

-1.148316

D(STDEBT(-2))

-0.141820

2.719930

-0.011996

-0.124620

0.445702

0.616326

D(STDEBT(-3))

-0.054177

2.940509

-0.439905

-0.082083

0.245887

1.299436

D(STDEBT(-4))

-0.001149

0.565563

-0.435160

-0.062763

0.003897

-0.200922

D(XVOLATILE(-1))

0.212849

-4.531026

0.157172

0.170330

-0.132606

-0.571303

D(XVOLATILE(-2))

0.251160

-4.088079

0.095173

0.153631

-0.115727

-0.409453

D(XVOLATILE(-3))

0.121486

-3.840063

0.048327

0.093297

-0.153257

-0.590364

D(XVOLATILE(-4))

0.071833

-2.808267

0.020460

0.054697

-0.109754

-0.245012

Nguồn: tính toán của tác giả

Kết quả của phương pháp VECM lại một lần nữa khẳng định kết quả của

mô hình đồng liên kết. Mức cung tiền M2 có tác động giảm dần theo thời gian vì

những chính sách của ngân hàng nhà nước được đưa ra kịp thời để giải quyết

những vấn đề nảy sinh.

Có một điểm đáng chú ý là mức dự trữ ngoại hối ở quý trước cũng có

những ảnh hưởng đáng kể đến mức dự trữ ngoại hối hiện tại, điều này chứng tỏ

mức dự trữ hiện tại cũng là một yếu tố được các nhà điều hành chính sách xem xét

Vector Error Correction Estimates Date: 01/12/14 Time: 11:05 Sample (adjusted): 2001Q2 2013Q2 Included observations: 49 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegrating Eq: IR(-1) EXSTDEV(-1) KOPEN(-1)

CointEq1 1.000000 0.640079 (0.20508) [ 3.12107] 0.970126 (0.37975)

để đưa ra mức dự trữ ngoại hối trong tương lai.

M2(-1) DEBT(-1) XVOLATILE(-1) C

[ 2.55468] -3.374611 (1.75222) [ -1.92591] -3.016531 (0.73296) [ -4.11553] -5.784557 (0.94203) [-6.14053] -0.431430 (5.25704) [-0.08207]

Phương trình đồng liên kết trong dài hạn:

Ln(IR) = -0.64 Ln(Exstdev) – 0.97 Ln(Kopen) + 3.37 Ln(M2) + 3.01

Ln(Stdebt) + 5.81 Ln(Xvolatile) - 0.43

Nhìn vào phương trình có thể thấy tác động của mức cung tiền M2, nợ ngắn

hạn (Stdebt) và biến động xuất khẩu (Xvolatile) ảnh hưởng nhiều đến dự trữ ngoại

hối của Việt Nam.

Điều này phù hợp với những chính sách điều hành hiện nay. Với hoạt động

đầu tư trực tiếp ra nước ngoài, người cư trú được phép sử dụng ngoại tệ sẵn có của

mình đi mua hoặc đi vay để đầu tư sau khi được phép của cơ quan có thẩm quyền

về việc đầu tư ra nước ngoài.

Do các giao dịch vốn đã tương đối được tự do hoá nên ngân hàng nhà nước

cần phải mua ngoại tệ cho dự trữ ngoại hối khi các luồng vốn đổ vào Việt Nam để

duy trì sức cạnh tranh của hàng xuất khẩu và phải bán ra khi đến hạn trả nợ hay

có hiện tượng đảo chiều của các luồng vốn ngắn hạn của các nhà đầu tư nước

ngoài trên thị trường chứng khoán.

Bên cạnh đó, với mức độ đô la hoá tương đối cao của Việt Nam, dự trữ

ngoại hối cũng phải gia tăng để đảm bảo can thiệp khi có hiện tượng rút ngoại tệ ồ

ạt tại các ngân hàng thương mại. Hiện tượng đô la hoá (theo số tương đối) hiện nay

có xu hướng giảm do hoạt động đầu tư vào thị trường chứng khoán gia tăng mạnh

mẽ.

Cụ thể, chỉ số tiền gửi ngoại tệ/M2 của Việt Nam hiện đang ở mức 22,3%

vào cuối năm 2005, 20,9% cuối năm 2006 và ở mức khoảng 19,5% vào cuối

tháng 6 năm 2007. Tuy nhiên, do M2 tăng nhanh nên tiền gửi ngoại tệ theo số

tuyệt đối vẫn tăng trong thời gian qua.

Trong khoảng thời gian từ năm 2000 đến 2013 tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên

lượng cung tiền rộng của Việt Nam luôn đạt yêu cầu (thông thường từ 10 đến

20%). Chuỗi số liệu về chỉ tiêu này cho thấy khi có sự rút tiền ồ ạt ra nước

ngoài thì với lượng dự trữ hiện tại, NHNN hoàn toàn có đủ khả năng can thiệp

vào tỷ giá hối đoái và đáp ứng nhu cầu thanh toán quốc tế.

Qua đánh giá các chỉ tiêu dự trữ ngoại hối cho thấy dự trữ ngoại hối của

Việt Nam qua các năm được xem là đủ để đảm bảo thực hiện các nhiệm vụ cơ

bản. Nếu như chỉ tiêu tỷ lệ dự trữ trên giá trị nhập khẩu được sử dụng phổ biến

ở các nước để xem xét liệu dự trữ ngoại hối có đạt mức an toàn hay không thì

đối với một nước theo chế độ tỷ giá linh hoạt có sự quản lý cuả như Việt Nam,

cần thiết kết hợp thêm các chỉ tiêu khác là tỷ lệ dự trữ trên nợ ngắn hạn và tỷ lệ

dự trữ trên cung tiền rộng. Như vậy thì chúng ta sẽ có cái nhìn chính xác hơn

về tình hình dự trữ ngoại hối hiện tại, từ đó có những biện pháp chấn chỉnh

thích hợp, kịp thời, đảm bảo an toàn cho nền kinh tế.

Các biến biến Exstdev và Kopen tác động không lớn đến dự trữ ngoại hối.

Điều này có ý nghĩa lượng dữ trữ ngoại hối của Việt Nam ít nhạy cảm với sự thay

đổi của tỷ giá hối đoái và độ mở cửa tài chính (chỉ số của Chinn-Ito)

Nhìn từ số liệu dự trữ ngoại hối của từng năm, cho thấy dự trữ ngoại hối đã

bắt đầu tăng đều đặn từ năm 2000 cho đến những năm gần đây với tốc độ trung

bình là 27%/năm. Đặc biệt tốc độ tăng trưởng đạt nhanh nhất vào thời điểm cuối

năm 2006 sang năm 2007, tăng 10.095 tỷ USD tương ứng 75%/năm, từ 13.384 tỷ

USD năm 2006 đến 23,479 tỷ USD cuối năm 2007. Theo Ngân hàng nhà nước,

đây là mức tăng mạnh so với thời điểm năm 2000. Với con số này, tuy rằng rất nhỏ

so với các nước có nguồn dự trữ ngoại hối hàng đầu thế giới (từ 700 đến 1000 tỷ

USD), nhưng được đánh giá là đủ để ngân hàng nhà nước chủ động trước yêu cầu

cân đối cung cầu trên thị trường và tránh những biến động bất thường của tỷ giá.

Năm 2007, cung ngoại tệ tăng mạnh chủ yếu do luồng vốn đầu tư nước

ngoài tăng. Ngân hàng nhà nước đã điều hành tỉ giá đảm bảo theo nguyên tắc

không để tăng giá hoặc mất giá quá mức đồng Việt Nam, thực hiện can thiệp mua

ngoại tệ ở mức độ thích hợp nhằm ổn định tỉ giá, tăng dự trữ ngoại hối Nhà nước,

đảm bảo các cân đối vĩ mô của nền kinh tế.

Dự trữ ngoại hối nhà nước tăng liên tục và được quản lý an toàn hiệu quả,

đáp ứng được các nhu cầu về ngoại tệ thiết yếu của nền kinh tế, góp phần hỗ trợ

cho việc thực thi chính sách tỉ giá và điều hành chính sách tiền tệ.

Tính đến cuối tháng 8/2009, dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã giảm 21.3%

so với cuối năm 2008, từ 23,88 tỷ USD xuống còn 18,42 tỷ USD. Thực tế, Việt

Nam bị bội chi ngân sách, tức là chi nhiều hơn thu, bằng với 8 tỷ USD, bị nhập

siêu, tức là nhập nhiều hơn xuất khẩu, chừng 12 tỷ USD trong khi đầu tư nước

ngoài và tiền bạc của người Việt ở ngoài gửi về đều sút giảm mạnh. Trong khi ấy,

ngoại trái tức là tiền vay ngoại quốc của Việt Nam cũng lại tăng và đã lên tới 40%

tổng sản lượng GDP, chưa nguy ngập mà cũng là đáng ngại. Vì vậy, dự trữ ngoại

tệ bị hao hụt mất 30% và nay chỉ còn chừng 16 tỷ Mỹ kim, chưa đủ cho ba tháng

nhập khẩu. Nếu kể về khả năng dự trữ ngoại tệ so với các nước khác thì Việt Nam

khó tránh được khủng hoảng về ngoại hối, là điều mà giới đầu tư nước ngoài đã báo

động. Theo như phân tích cho thấy, tại các nước đang phát triển, khu vực tài chính

tồn tại nhiều vấn đề nghiêm trọng như dễ rơi vào tình trạng đô la hóa, tính mỏng

manh của tài chính,… Do đó, sẽ có một sự ảnh hưởng đáng kể lên “tấm đệm”

của quốc gia, dự trữ ngoại hối.

Hình 4.1.Dự trữ ngoại hối Việt Nam (trừ vàng) qua các quý (triệu USD)

Nhìn lại giai đoạn 2007-2008 cho thấy rằng khủng hoảng tài chính toàn cầu

đã có những ảnh hưởng nhất định đến Việt Nam. Xét về mặt tổng thể cả nền

kinh tế, những ảnh hưởng tiêu cực rõ rệt nhất xuất hiện như là thâm hụt thương

mại gia tăng, sự giảm sút đầu tư do sự giảm sút của dòng vốn từ bên ngoài chảy

vào, cán cân thanh toán trở nên xấu đi và tiêu dùng giảm sút,…Tuy nhiên xét

riêng hệ thống tài chính thì trong năm 2008 không có những ảnh hưởng đáng kể.

Do hệ thống tài chính Việt Nam dường như chưa hội nhập chung với hệ thống tài

chính toàn cầu, theo chỉ số Kopen của Chinn-Ito thì đến năm 2008 chỉ số mở cửa

tài chính của Việt Nam mới bắt đầu gia tăng. Từ quốc gia có độ mở cửa tài chính

ở mức thấp (Kopen=-1,168) đã gia tăng lên mức gần trung bình (Kopen=-0,1129)

Và thực tế, nước ta chỉ mới mở cửa tài khoản vốn vào mà hầu như chưa mở cửa

dòng ra, do vậy lượng tiền Việt Nam đầu tư ra bên ngoài dường như không đáng

kể và dòng vốn gián tiếp đổ vào Việt Nam chưa nhiều nên hệ thống tài chính của

Việt Nam trong năm 2008 - 2009 sẽ không chịu nhiều tác động từ cuộc khủng

hoảng này so với các nước có mức độ hội nhập tài chính sâu rộng.

Mặc khác, dự trữ ngoại hối nhà nước của ta chủ yếu gửi vào các ngân hàng

quốc gia của các nước Mỹ, Anh, Pháp, Đức và các tổ chức tài chính quốc tế

(chiếm 82%). Số còn lại (12%) được gửi đầu tư tại các ngân hàng thương mại có

độ tín nhiệm cao theo xếp hạng của các tổ chức quốc tế.

Theo báo cáo của tất cả các ngân hàng trong nước gửi về Ngân hàng nhà

nước chiều 30/9/2009, các ngân hàng không liên quan, không mất mát gì trong

việc khủng khoảng, sụp đổ của các ngân hàng, tập đoàn tài chính của Mỹ. Đây

chính là một trong những lí do cho thấy tại sao trong quí 3 và quí 4 của năm

2008, mức dự trữ ngoại hối lại dao động không mạnh, có một sự sụt giảm nhẹ

vào cuối tháng 10, tháng 11 lần lượt là 0,12%, 2,42% so với tháng trước đó và

một sự gia tăng vào cuối tháng 12, 2,78% so với tháng 11.

Có thể kết luận rằng dự trữ ngoại hối Việt Nam tại thời điểm năm 2008 ít

bị tác động từ cuộc khủng hoàng tài chính toàn cầu so với các nước khác trên thế

giới vào cùng thời điểm.

Việt Nam đã tích lũy thêm được một khoản dự trữ ngoại tệ đáng kể và có

thể được đem ra sử dụng cho gói kích thích nền kinh tế trong giai đoạn khủng

hoảng này. Tuy nhiên, so với quy mô của nền kinh tế, nợ nước ngoài và kim ngạch

nhập khẩu thu lượng dự trữ này của là hết sức khiêm tốn. Bên cạnh đó cũng cần

lưu ý rằng với tình trạng nhập siêu nặng nề cùng với sự cạn kiệt dần của dòng vốn

nước ngoài, nguy cơ suy giảm dự trữ trong năm 2009 là điều rất khó tránh. Đây là

một sự tác động trễ của khủng hoảng đến dự trữ ngoại hối tại Việt Nam. Thực tế

đã cho thấy càng về sau mức độ ảnh hưởng lại càng biểu thị rõ. Nhìn vào hình 4.1

có thể thấy, mức sụt giảm đáng kể vào giai đoạn qúy 2 năm 2009 và đến cuối năm

2009 chỉ còn 16 tỷ USD, giảm 33,02% so với cuối năm 2008.

Tóm lại, dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong giai đoạn khủng hoảng đã

không chịu nhiều tác động như các nước khác. Điều này có thể giải thích là do

tính mở cửa hệ thống tài chính của Việt Nam chưa rộng: chưa thực sự tự do hóa tài

khoản vốn, nguồn nợ nước ngoài ngắn hạn nước ngoài vẫn ở mức kiểm soát,

lượng dự trữ được gửi nơi an toàn nên mức dự trữ tuy có sụt giảm nhưng với tốc

độ rất chậm thêm vào đó là lượng vốn đầu tư nước ngoài vào năm 2008 vẫn tiếp

tục chảy vào làm cân đối lại phần nào cán cân tài khoản vãng lai. Tuy nhiên, cho

đến nay đã xảy ra một sự giảm sút đáng kể trong dự trữ ngoại hối, có thể là do sự

tác động trễ của các yếu tố kinh tế vĩ mô.

Dự trữ ngoại hối liên tục giảm cho đến 2011 trong bối cảnh kinh tế thế giới

khó khan, được Ngân hàng phát triển châu Á xác định là nước có dự trữ ngoại hối

thấp nhất khu vực Đông Á khi chỉ đáp ứng được 1,6 tháng nhập khẩu.

Năm 2012, dự trữ ngoại hối của Việt Nam tăng mạnh trở lại. Giá trị này

không chỉ gói gọn ở chính sách tiền tệ, mà mang tầm quốc gia. Và chỉ trong hai

tháng đầu 2012, dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã tăng 20% nữa so cuối năm 2011.

Đến năm 2013 có một sự tăng vọt đáng kể. Lý giải sự gia tăng này là do các kênh

cân đối ngoại tệ của Việt Nam đã được cải thiện cùng với sự bùng nổ của xuất khẩu

và dòng kiều hối về đều.

Tình hình nợ nước ngoài của Việt Nam thời gian qua vẫn nằm trong tầm

kiểm soát và không đáng lo ngại. Đa số là các khoản nợ là nợ vay ưu đãi với lãi suất

thấp từ các quốc gia khác. Dù tỷ lệ Nợ/GDP an toàn mà chính phủ đặt ra là 50%

nhưng thực tế tỷ lệ ngày giảm liên tục, luôn duy trì ở mức dưới 40% từ năm 2001

và đạt mức 34,7% vào năm 2008.

Từ năm 2003 dư nợ ngắn hạn của Việt Nam tăng nhưng không đáng lo ngại.

Tỷ lệ nợ ngắn hạn/GDP khá ổn định thường giao động quanh mức 5%. Tuy năm

2007 tỷ lệ này tăng lên mức 6,9% nhưng đã giảm còn 5,42% ngay trong năm sau.

Tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn lại có xu hướng tăng sau khủng hoảng, tỷ lệ

này hiện ở mức khoảng 11% trong quý 1 năm 2012 cao hơn rất nhiều so với mức

dưới 5% trong những năm 1999-2005. So với một số quốc gia châu Á khác như Ấn

Độ, Thái Lan, Indonesia thì Việt Nam là quốc gia có tỷ lệ tổng nợ nước ngoài và nợ

nước ngoài ngắn hạn so với GDP cao hơn trong nhiều năm gần đây. Trong khi xu

hướng nợ giảm ở các quốc gia này thì Việt Nam lại có xu hướng ngược lại, tỷ lệ nợ

lại cao gần 2 lần.

Hình 4.2. Dự trữ ngoại hối/Nợ ngắn hạn của Việt Nam qua các quý (%)

Tỷ số dự trữ ngoại hối/ nợ ngắn hạn luôn lớn hơn 1 từ năm 2000 thoả mãn

nguyên tắc của Greenspan-Guidotti-Fisher.

Trong Chiến lược nợ công và nợ nước ngoài của quốc gia giai đoạn 2011 –

2020 và tầm nhìn 2030 được Thủ tướng Chính phủ phê duyệt hôm 27-7-2012,

người đứng đầu Chính phủ đã yêu cầu chỉ tiêu tỉ lệ dự trữ ngoại hối nhà nước so với

tổng dư nợ nước ngoài ngắn hạn hàng năm phải đảm bảo trên 200%.

Nợ nước ngoài ngắn hạn có tác động đáng kể và có sự tương quan tích cực

đến dự trữ ngoại hối. Sự tăng lên trong dự trữ ngoại hối được tài trợ bởi những

khoản nợ mới khi sự khác biệt về thu nhập đã được điều chỉnh.

Kết quả thực nghiệm ở nước ta cho thấy, khi khoảng dự trữ ngoại hối tăng sẽ

làm tăng rủi ro hơn, càng gây thiệt hại hơn cho nền kinh tế.

Cả hai chỉ số trên đề cập đến việc tái giảm độ bất ổn của quốc gia tới những

cú sốc trên tài khoản vốn. Tuy nhiên việc toàn cầu hóa đang diễn ra ngày càng sâu

rộng đã làm nổi bật tài khoản vốn và tài khoản vãng lai như hai mặt của một vấn đề

khi xác định mức dự trữ ngoại hối. Một thước đo thích hợp với tài khoản vãng lai

của dự trữ ngoại hối là số tháng nhập khẩu.

Hình 4.3. Độ biến động xuất khẩu của Việt Nam qua các quý

Biến động xuất khẩu cho kết quả cùng chiều: độ bất ổn càng cao sẽ tăng rủi

ro của việc dự trữ sẽ làm cho biến động về giá và thu nhập nội địa giảm đi. Do đó

ngân hàng nhà nước sẽ nắm giữ dự trữ cao hơn để tránh khỏi chi phí cho việc xây

dựng lại lượng dự trữ. Với kết quả kiểm định trên thì Việt Nam cũng không nằm

ngoài quan điểm đó. Độ biến động xuất khẩu được xem là có tác động nhiều nhất

lên dự trữ ngoại hối quốc gia. Những năm gần đây độ biến động xuất khẩu tăng cao

đòi hỏi nhiều dự trữ ngoại hối hơn.

Như đã phân tích ở trên khi năm 2013 dự trữ ngoại hối gia tăng đáng kể là do

sự bùng nổ xuất khẩu. Thứ nhất, xuất khẩu tăng ở mức cao nhờ khu vực có vốn đầu

tư nước ngoài. Tổng kim ngạch xuất khẩu ước tính tăng 16% so với cùng kỳ năm

ngoái, trong đó khu vực có vốn đầu tư nước ngoài chiếm khoảng 66% tổng kim

ngạch xuất khẩu của Việt Nam và tăng gần 25% so với cùng kỳ năm ngoái. Thứ hai,

cơ cấu hàng xuất khẩu đa dạng hơn, tăng tỷ trọng hàng xuất khẩu công nghệ cao.

Độ bất ổn tỷ giá được xem như biến để đánh giá thời kỳ tỷ giá (cố định hay

thả nổi). Tỷ giá hối đoái càng tự do thì sẽ có nhu cầu dự trữ ngoại hối ít hơn và hệ

số tác động của biến này là ngược chiều.

Hình 4.3. Tỷ giá hối đoái của Việt Nam qua các tháng

Tỷ giá hối đoái của Việt Nam trong 13 năm qua tăng liên lục và có

những năm tốc độ gia tăng tăng khá đột biến s au đó, duy trì ổn định với tốc độ

gia tăng bình quân là 1,7% một năm trong vòng 9 năm. Đến năm 2008 và 2009,

tốc độ gia tăng trong TGHĐ lại có sự biến động lớn và đáng chú ý, 5,4% vào

năm 2008 và 4,5% vào năm 2009.

Tuy nhiên, trong thời gian qua, ngân hàng nhà nước đã sử dụng biện pháp

chủ động điều chỉnh tỷ giá liên ngân hàng, biên độ dao động tỷ giá, ấn định lãi

suất tiền gửi ngoại tệ tối đa để tăng tính thanh khoản trên thị trường ngoại tệ,

tạo điều kiện kiểm soát cung tiền, khuyến khích xuất khẩu, góp phần ổn định

kinh tế vĩ mô.

Như vậy, với nhân tố tỷ giá hối đoái, sự tác động lên dự trữ ngoại hối

quốc gia trong những năm qua là không quá lớn.

Dự trữ ngoại hối sau giai đoạn khủng hoảng tài chính toàn cầu tuy không

bị ảnh hưởng nhiều như các nước trên thế giới. Nhưng tại thời điểm từ năm

2009, dự trữ ngoại hối đã có những dấu hiệu xấu báo hiệu chiều hướng đi xuống

của lượng dự trữ ngoại hối quốc gia, đặc biệt sự sụt giảm vào cuối năm 2010 và

đầu năm 2011. Tình trạng này có thể được xem như là một sự tác động trễ của

các biến kinh tế vĩ mô. Ngoài ra, dự trữ ngoại hối còn vấp phải những khó khăn

khác hiện đang tồn tại như tình trạng đô la hóa, sử dụng phương pháp

kinh tế lượng không phù hợp,…

KẾT LUẬN

Nền kinh tế Việt Nam trong những năm qua đã có những bước phát

triển kinh tế rất quan trọng, làm tiền đề cho sự phát triển nhanh chóng về

sau. Thật vậy, nước ta đã chính thức trở thành thành viên của Hiệp hội các

nước Đông Nam Á vào ngày 28/07/1995 và Tổ chức thương mại thế giới vào

ngày 07/11/2006. Hai bước ngoặc này đã làm cho nền kinh tế Việt Nam ngày

càng hội nhập sâu rộng với các nước bạn và đồng hành cùng nền kinh tế thế

giới trên con đường phát triển. Mọi mặt của nền kinh tế sẽ được cải thiện.

Xuất nhập khẩu, lưu lượng vốn lưu thông vào Việt Nam,…sẽ có những chuyển

biến rõ rệt. Điều này đồng nghĩa với việc Việt Nam cần có một tấm đệm bảo vệ

an toàn và hiệu quả. Vì rằng, càng hội nhập, Việt Nam càng dễ bị gia tăng tính

dễ bị tổn thương của nền kinh tế đối với các cú sốc không lường trước được

ở bên ngoài. Do đó, cần có một lượng dự trữ ngoại hối đủ để chống lại những

tác động đó.

Tình hình dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong thời gian qua mặc dù

tăng đều qua các năm và đã không bị sụt giảm trong giai đoạn khủng hoảng tài

chính toàn cầu như các nước khác trên thế giới. Tuy nhiên lại có một sự sụt

gảm khá mạnh trong dự trữ ngoại hối hơn một năm sau khủng hoảng.

Thông qua việc nghiên cứu dự trữ ngoại hối tập vào giai đoạn từ năm

2000 đến quý 2 năm 2013 và kiểm định, ước lượng, phân tích các mức độ tác

động, đề tài đã nhận thấy một số nhân tố chính tác động đến dự trữ ngoại hối

Việt Nam, bảo đảm an toàn cho lượng dự trữ ngoại hối tích lũy được và gia

tăng tính hiệu quả trong việc sử dụng nguồn dự trữ ngoại hối đang có đáp ứng

nhu cầu phát triển của đất nước và lộ trình hội nhập mở cửa tài chính nền kinh

tế Việt Nam trong những năm sắp tới.

Những chính sách phù hợp sẽ là liều thuốc công hiệu để giải quyết các khó

khăn trong nền kinh tế có nhiều rủi ro và bất ổn như hiện nay, nhất là sau cuộc

khủng hoảng được đánh giá là lớn nhất trong lịch sử.

Việt Nam vẫn là một nền kinh tế mở nhỏ, do đó, một số lượng lớn dự trữ là

cần thiết cho các chính sách của quốc gia. Tuy nhiên, dự trữ giữ phải chịu một chi

phí cơ hội. Tăng dự trữ ngoại hối đang nắm giữ có thể làm giảm phúc lợi nếu các

quốc gia có miễn trừ các khoản đầu tư thay thế với tỷ lệ cao hơn lợi nhuận.

Nền kinh tế Việt Nam hiện nay sẽ còn nhiều yếu tố bất ngờ phát sinh và

diễn biến của các biến vĩ mô cũng như các tác động qua lại giữa chúng sẽ

ngày càng phức tạp hơn. Như vậy, chính phủ cần phải biết những yếu tố quan

trọng có thể ảnh hưởng đáng kể mức độ dự trữ quốc tế, vì vậy nó có thể cung cấp

cái nhìn sâu sắc hơn cho chính phủ làm thế nào để duy trì dự trữ đầy đủ của quốc

gia. Dự trữ quốc tế cũng có thể bị ảnh hưởng bởi các biến nền kinh tế quan trọng

khác, nghiên cứu trong tương lai có thể xem xét như khả năng cạnh tranh xuất khẩu

và động cơ tự bảo hiểm… để cung cấp một kết quả toàn diện hơn.

TÀI LIỆU THAM KHẢO



Tiếng Việt

[1] Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Ngọc Định, 2008. Tài Chính Quốc Tế. Nhà

xuất bản Thống Kê.

[2] Phùng Thanh Bình. Hướng dẫn sử dụng Eviews

Tiếng Anh

[1] Aizenman and J. Lee, 2007. "International Reserves: Precautionary

versus Mercantilist Views, Theory and Evidence," with Jaewoo Lee. Open

Economies Review, 18: 2, pp. 191-214.

[2] Aizenman, J., and Marion, N. 2004. “International Reserve Holdings

with Sovereign Risk and Costly Tax Collection,” The Economic Journal 114, 569–

591.

[3] A.H Ahmad and Eric J.Pentecostm, 2004. “Exchange rates and

international reserves: A threshold cointergration analysis”

[4] Bahmani-Oskooee, M., and F. Brown, 2002. "Demand for International

Reserves: A Review Article”, Applied Economics, Volume 34 (July), pp. 1209-26

[5] Calvo, Guillermo A., 2001. “Capital Markets and the Exchange Rate,

with Special Reference to the Dollarization Debate in Latin America”, Journal of

Money Credit and Banking, 33, Part 2, May, pp. 312-334.

[6] Changkyu Choi và Seung-Gwan Baek, 2007. “Exchange-Rate and

International Reserves”

[7] Cheung Y. W. and X. Qian, 2009. “Hoarding of International

Reserves: Mrs Machlup's Wardrobe and the Joneses” Review of International

Economics, 17: 4, pp. 777-801.

[8] Gergely Baksay, Ferenc Karvalits và Zsolt Kuti, 2012. “Fiscal policy,

public debt and money policy in emerging market economies”. BIS paper No.67

[9] Greenspan Alan, 1999. “Currency reserves and debt". Federal Reserve

System. Retrieved 2009-12-01.

[10] Guillermo A. Calvo and Carmen M. Reinhart, 2002. "Fear Of

Floating," Quarterly Journal of Economics, 107: 2, pp. 379-408.

[11] Gupta, Akash; Agarwal, Rahul, 2004. “How should emerging

economies manage their foreign exchange reserves?”, No.2707

[12] J. Onno de Beaufort - Wijnholds and Arend- Kapteyn, 2001. “Reserve

Adequacy in Emerging Market Economies”. IMF Working Paper, Vol. , pp. 1-49.

[13] Kathryn M. E. Dominguez, 2011. “Foreign reserve management during

the Global financial crisis”, University of Michigan and NBER Ann Arbor, MI

48109-3091

[14] Philip Lane & Dominic Burke, 2001. "The Empirics of Foreign

Reserves," Trinity Economics Papers 20015

[15] Puah Chin-Hong, Jais Mohama, Arip Mohammad Affendy và Liew Oi-

Khim (2011), “Determinants of international reserves in Malaysia”,

International Journal of Business Research Publisher. ISSN: 1555-1296

[16] Rajan R. S., R. Siregar and G. Bird., 2005. “The Precautionary

Demand for Reserve Holdings in Asia: Examining the Case for a Regional

Reserve Pool”, Asia - Pacific Journal of Economics and Business, 5 (12), pp.21-

39.

[17] Robert P. Flood & Nancy P. Marion, 2002. "Holding International

Reserves in an Era of High Capital Mobility," IMF Working Papers 02/62

[18] Rodrik D, 2006. “The Social Cost of Foreign Exchange Reserves.”

International Economic Journal 20, 3 (September 2006).

[19] Sebastian Edwards, 1984. "The Demand for International Reserves and

Exchange Rate Adjustments” TheCase of LDCs, 1964-1972

[20] Yin-Wong Cheung và Hiro Ito (2007). “A Cross-Country Empirical

Analysis of International Reserves”

Website

[1] http://www.bbc.co.uk

[2] http://www.bwportal.com.vn

[3] http://www.eia.gov

[4] http://www.jedh.org

[5] http://www.imf.org

[6] http:// www.investopedia.com

[8] http://vietinpdx.com

[9] http://www.vinacorp.vn

[10] http://www.web.pdx.edu

PHỤ LỤC : Kết quả kiểm định ADF

Null Hypothesis: IR has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Prob.*

t-Statistic

Augmented Dickey-Fuller test statistic

0.0850

-2.815816

Test critical values:

1% level

-4.121990

5% level

-3.144920

10% level

-2.713751

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(IR)

Method: Least Squares

Date: 01/12/14 Time: 10:03

Sample (adjusted): 2002 2013

Included observations: 12 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Variable

Prob.

-0.665572

0.236369

-2.815816

IR(-1)

0.0202

D(IR(-1))

0.989810

0.273706

3.616329

0.0056

-1.125781

0.434761

-2.589426

0.0292

R-squared

0.632227 Mean dependent var

0.111592

Adjusted R-squared

0.550499 S.D. dependent var

0.376701

S.E. of regression

0.252558 Akaike info criterion

0.297970

Sum squared resid

0.574072 Schwarz criterion

0.419196

Log likelihood

1.212183 Hannan-Quinn criter.

0.253087

F-statistic

7.735795 Durbin-Watson stat

1.435855

Prob(F-statistic)

0.011095

Kết quả kiểm định ADF của biến IR

Null Hypothesis: D(IR) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -3.736515 -4.297073 -3.212696 -2.747676

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Prob.* 0.0517

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(LNIR,2) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:03 Sample (adjusted): 2004 2013 Included observations: 10 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-1.411504 1.060787 0.642968 0.072087

0.515803 0.382347 0.447532 0.089036

-2.736515 2.774411 1.436696 0.809639

Variable D(LNIR(-1)) D(LNIR(-1),2) D(LNIR(-2),2) C

Prob. 0.0339 0.0322 0.2008 0.4491

0.054622 0.354657 0.542044 0.663078 0.409270 1.885977

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.600389 Mean dependent var 0.400584 S.D. dependent var 0.274582 Akaike info criterion 0.452373 Schwarz criterion 1.289780 Hannan-Quinn criter. 3.004872 Durbin-Watson stat 0.116643

Kiểm định ADF của biến D(IR)

Null Hypothesis: TOPEN has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic 0.241454 -4.121990 -3.144920 -2.713751

Prob.* 0.9630

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TOPEN) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:03 Sample (adjusted): 2002 2013 Included observations: 12 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.114896 -0.928406 0.257563

0.475851 0.570928 0.504156

0.241454 -1.626134 0.510881

Variable TOPEN(-1) D(TOPEN(-1)) C

Prob. 0.8146 0.1384 0.6217

0.107701 0.258670 0.278423 0.399649 0.233540 1.735431

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.235123 Mean dependent var 0.065150 S.D. dependent var 0.250102 Akaike info criterion 0.562960 Schwarz criterion 1.329463 Hannan-Quinn criter. 1.383299 Durbin-Watson stat 0.299338

Kiểm định ADF của biến TOPEN

Null Hypothesis: D(LNOILEX) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.560617 -4.121990 -3.144920 -2.713751

Prob.* 0.1269

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNOILEX,2) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:03 Sample (adjusted): 2002 2013 Included observations: 12 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.783719 -0.042492

0.306067 0.070436

-2.560617 -0.603270

Variable D(LNOILEX(-1)) C

Prob. 0.0283 0.5598

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic

0.396017 Mean dependent var 0.335619 S.D. dependent var 0.234623 Akaike info criterion 0.550481 Schwarz criterion 1.463951 Hannan-Quinn criter. 6.556758 Durbin-Watson stat

0.007018 0.287848 0.089341 0.170159 0.059420 1.879583

Kiểm đinh ADF của biến D(TOPEN)

Null Hypothesis: D(OILEX,2) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -3.330372 -4.297073 -3.212696 -2.747676

Prob.* 0.0419

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(OILEX,3) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:03 Sample (adjusted): 2004 2013 Included observations: 10 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-1.829596 0.468064 0.006450

0.549367 0.356890 0.098849

-3.330372 1.311507 0.065251

Variable D(OILEX(-1),2) D(OILEX(-1),3) C

Prob. 0.0126 0.2311 0.9498 -0.006398 0.498952 0.736721 0.827497 0.637141 1.834260

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.700399 Mean dependent var 0.614799 S.D. dependent var 0.309672 Akaike info criterion 0.671279 Schwarz criterion -0.683606 Hannan-Quinn criter. 8.182221 Durbin-Watson stat 0.014720

Kiểm đinh ADF của biến D(TOPEN,2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -0.555972 -4.057910 -3.119910 -2.701103

Prob.* 0.8492

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(OILEX) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:04 Sample (adjusted): 2001 2013 Included observations: 13 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.097450 -0.297202

0.175279 0.424046

-0.555972 -0.700873

Variable OILEX(-1) C

Prob. 0.5894 0.4979 -0.064080 0.221316 0.021483 0.108398 0.003618 1.446991

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.027332 Mean dependent var -0.061092 S.D. dependent var 0.227976 Akaike info criterion 0.571702 Schwarz criterion 1.860361 Hannan-Quinn criter. 0.309105 Durbin-Watson stat 0.589359

Kiểm đinh ADF của biến OILEX Null Hypothesis: OILEX has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Kiểm đinh ADF của biến D(OILEX)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.560617 -4.121990 -3.144920 -2.713751

Prob.* 0.1269

*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations and may not be accurate for a sample size of 12

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(OILEX,2) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:04 Sample (adjusted): 2002 2013 Included observations: 12 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.783719 -0.042492

0.306067 0.070436

-2.560617 -0.603270

Variable D(OILEX(-1)) C

Prob. 0.0283 0.5598

0.007018 0.287848 0.089341 0.170159 0.059420 1.879583

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.396017 Mean dependent var 0.335619 S.D. dependent var 0.234623 Akaike info criterion 0.550481 Schwarz criterion 1.463951 Hannan-Quinn criter. 6.556758 Durbin-Watson stat 0.028343

Null Hypothesis: D(OILEX) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Null Hypothesis: D(OILEX,2) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -3.330372 -4.297073 -3.212696 -2.747676

Prob.* 0.0419

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(OILEX,3) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:04 Sample (adjusted): 5 14 Included observations: 10 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-1.829596 0.468064 0.006450

0.549367 0.356890 0.098849

-3.330372 1.311507 0.065251

Variable D(OILEX(-1),2) D(OILEX(-1),3) C

Prob. 0.0126 0.2311 0.9498 -0.006398 0.498952 0.736721 0.827497 0.637141 1.834260

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.700399 Mean dependent var 0.614799 S.D. dependent var 0.309672 Akaike info criterion 0.671279 Schwarz criterion -0.683606 Hannan-Quinn criter. 8.182221 Durbin-Watson stat 0.014720

Kiểm đinh ADF của biến D(OILEX,2)

Null Hypothesis: XVOLATILE has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic 1.227522 -4.200056 -3.175352 -2.728985

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Prob.* 0.9955

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(XVOLATILE) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:05 Sample (adjusted): 2005 2013 Included observations: 11 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.615165 -1.680115 -1.123710 3.360419

0.501143 0.439834 0.342746 2.549087

1.227522 -3.819887 -3.278553 1.318283

Variable XVOLATILE(-1) D(XVOLATILE(-1)) D(XVOLATILE(-2)) C

Prob. 0.2593 0.0065 0.0135 0.2289

0.117286 0.574530 0.941994 1.086683 0.850788 1.301264

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.758151 Mean dependent var 0.654501 S.D. dependent var 0.337704 Akaike info criterion 0.798308 Schwarz criterion -1.180966 Hannan-Quinn criter. 7.314543 Durbin-Watson stat 0.014589

Kiểm đinh ADF của biến XVOLATILE

Null Hypothesis: D(XVOLATILE) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -6.004343 -4.200056 -3.175352 -2.728985

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Prob.* 0.0007

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(XVOLATILE,2) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:05 Sample (adjusted): 2003 2013 Included observations: 11 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-3.171950 0.905735 0.234059

0.528276 0.302303 0.109193

-6.004343 2.996118 2.143528

Variable D(XVOLATILE(-1)) D(XVOLATILE(-1),2) C

Prob. 0.0003 0.0172 0.0644

0.074793 0.935727 0.955133 1.063649 0.886728 1.004503

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.889200 Mean dependent var 0.861499 S.D. dependent var 0.348237 Akaike info criterion 0.970151 Schwarz criterion -2.253229 Hannan-Quinn criter. 32.10095 Durbin-Watson stat 0.000151

Kiểm đinh ADF của biến D(XVOLATILE)

Null Hypothesis: LNKOPEN has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -0.792760 -4.057910 -3.119910 -2.701103

Prob.* 0.7871

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNKOPEN) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:07 Sample (adjusted): 2001 2013 Included observations: 13 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.105401 -1.472346

0.132954 1.585097

-0.792760 -0.928868

Variable LNKOPEN(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic

0.054046 Mean dependent var -0.031950 S.D. dependent var 0.765384 Akaike info criterion 6.443939 Schwarz criterion -13.88444 Hannan-Quinn criter. 0.628468 Durbin-Watson stat

Prob. 0.4447 0.3729 -0.227064 0.753442 2.443760 2.530675 2.425895 1.864012

Kiểm đinh ADF của biến KOPEN

Null Hypothesis: D(KOPEN) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -3.188155 -4.121990 -3.144920 -2.713751

Prob.* 0.0466

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(KOPEN,2) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:07 Sample (adjusted): 2002 2013 Included observations: 12 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-1.077710 -0.287395

0.338036 0.256348

-3.188155 -1.121113

Variable D(KOPEN(-1)) C

Prob. 0.0097 0.2884

0.046179 1.097605 2.569130 2.649948 2.539209 1.872434

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.504075 Mean dependent var 0.454482 S.D. dependent var 0.810682 Akaike info criterion 6.572055 Schwarz criterion -13.41478 Hannan-Quinn criter. 10.16433 Durbin-Watson stat 0.009684

Kiểm đinh ADF của biến D(KOPEN)

Null Hypothesis: EXSTDEV has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.291781 -4.057910 -3.119910 -2.701103

Prob.* 0.1880

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(EXSTDEV) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:07 Sample (adjusted): 2001 2013 Included observations: 13 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.673517 -8.404854

0.293884 3.667085

-2.291781 -2.291972

Variable EXSTDEV(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic

0.323171 Mean dependent var 0.261641 S.D. dependent var 1.080937 Akaike info criterion 12.85268 Schwarz criterion -18.37212 Hannan-Quinn criter. 5.252258 Durbin-Watson stat

Prob. 0.0426 0.0426 -0.028833 1.257960 3.134173 3.221088 3.116308 1.806436

Kiểm đinh ADF của biến EXSTDEV

Null Hypothesis: D(EXSTDEV) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=4)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -5.752048 -4.121990 -3.144920 -2.713751

Prob.* 0.0008

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(EXSTDEV,2) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:08 Sample (adjusted): 2002 2013 Included observations: 12 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-1.525240 -0.258107

0.265165 0.310537

-5.752048 -0.831163

Variable D(EXSTDEV(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic

0.767906 Mean dependent var 0.744697 S.D. dependent var 1.065119 Akaike info criterion 11.34479 Schwarz criterion -16.69037 Hannan-Quinn criter. 33.08605 Durbin-Watson stat

Prob. 0.0002 0.4253 -0.007803 2.107998 3.115062 3.195880 3.085141 2.121793

Kiểm đinh ADF của biến D(EXSTDEV)

Null Hypothesis: STDEBT has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic 0.477736 -4.121990 -3.144920 -2.713751

Prob.* 0.9772

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(STDEBT) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:08 Sample (adjusted): 2002 2013 Included observations: 12 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.074263 -0.601284 0.439802

0.155448 0.415377 0.434219

0.477736 -1.447561 1.012857

Variable STDEBT(-1) D(STDEBT(-1)) C

Prob. 0.6442 0.1817 0.3376

0.179920 0.268874 0.412023 0.533249 0.367140 1.822386

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.190887 Mean dependent var 0.011084 S.D. dependent var 0.267380 Akaike info criterion 0.643426 Schwarz criterion 0.527865 Hannan-Quinn criter. 1.061646 Durbin-Watson stat 0.385515

Kiểm đinh ADF của biến STDEBT

Null Hypothesis: D(STDEBT) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -4.000577 -4.121990 -3.144920 -2.713751

Prob.* 0.0122

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(STDEBT,2) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:10 Sample (adjusted): 2002 2013 Included observations: 12 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-1.558126 0.236614

0.389475 0.084042

-4.000577 2.815421

Variable D(STDEBT(-1)) C

Prob. 0.0025 0.0183

0.078339 0.394926 0.270399 0.351217 0.240477 1.744812

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.615453 Mean dependent var 0.576998 S.D. dependent var 0.256855 Akaike info criterion 0.659743 Schwarz criterion 0.377607 Hannan-Quinn criter. 16.00462 Durbin-Watson stat 0.002516

Kiểm đinh ADF của biến D(STDEBT)

Null Hypothesis: M2 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic 0.233728 -4.200056 -3.175352 -2.728985

Prob.* 0.9609

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(M2) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:10 Sample (adjusted): 2003 2013 Included observations: 11 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.035554 -1.552781 -1.665638 0.476338

0.152119 0.511003 0.538787 0.098558

0.233728 -3.038695 -3.091462 4.833084

Variable M2(-1) D(M2(-1)) D(M2(-2)) C

Prob. 0.8219 0.0189 0.0175 0.0019

0.162291 0.248046 -0.419780 -0.275090 -0.510986 2.944544

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.667572 Mean dependent var 0.525103 S.D. dependent var 0.170935 Akaike info criterion 0.204531 Schwarz criterion 6.308788 Hannan-Quinn criter. 4.685738 Durbin-Watson stat 0.042430

Kiểm đinh ADF của biến M2

Null Hypothesis: D(M2) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -6.550170 -4.297073 -3.212696 -2.747676

Prob.* 0.0005

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(M2,2) Method: Least Squares Date: 01/12/14 Time: 10:10 Sample (adjusted): 5 14 Included observations: 10 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-8.003204 4.695076 1.790626 0.888855

1.221832 0.945995 0.521806 0.134276

-6.550170 4.963109 3.431593 6.619637

Variable D(M2(-1)) D(M2(-1),2) D(M2(-2),2) C

Prob. 0.0006 0.0025 0.0139 0.0006

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic

0.930891 Mean dependent var 0.896336 S.D. dependent var 0.107027 Akaike info criterion 0.068729 Schwarz criterion 10.71148 Hannan-Quinn criter. 26.93966 Durbin-Watson stat

0.068963 0.332414 -1.342297 -1.221263 -1.475071 1.007032

Kiểm đinh ADF của biến D(M2)

Date: 01/12/14 Time: 10:35 Sample (adjusted): 2000Q2 2013Q2 Included observations: 53 after adjustments Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant) Series: IR EXSTDEV KOPEN M2 DEBT XVOLATILE Lags interval (in first differences): No lags

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Prob.**

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Trace Statistic

0.05 Critical Value

0.0000 0.0000 0.0008 0.0104 0.1357 0.8164

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 At most 5

0.657646 0.595736 0.428729 0.365785 0.248081 0.033456

175.5367 118.7254 70.72394 41.04971 16.91523 1.803489

103.8473 76.97277 54.07904 35.19275 20.26184 9.164546

Trace test indicates 4 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Prob.**

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Max-Eigen Statistic

0.05 Critical Value

0.0004 0.0008 0.0362 0.0274 0.0660 0.8164

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 At most 5

0.657646 0.595736 0.428729 0.365785 0.248081 0.033456

56.81129 48.00144 29.67423 24.13448 15.11174 1.803489

40.95680 34.80587 28.58808 22.29962 15.89210 9.164546

Max-eigenvalue test indicates 4 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):

IR 0.158962 -0.615322 0.871710 1.953049 2.059939 1.509398

EXSTDEV 0.043145 -0.605745 0.081987 -0.091732 -0.041331 -0.007731

KOPEN 0.171987 0.219734 -0.827291 -0.427767 -0.248133 -0.480681

M2 1.290686 -0.615157 -1.730840 3.682102 -1.774042 -1.025228

DEBT -0.799216 0.141610 -1.796397 -3.790627 0.707047 0.158205

XVOLATILE 0.430810 0.908546 1.875161 -0.980896 -0.349901 -0.081961

C 2.416751 -1.835902 -0.796499 -18.44915 0.306583 -3.998038

PHỤ LỤC : Kết quả kiểm định đồng liên kết

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2) D(DEBT) D(XVOLATILE)

-0.718249 -0.776936 -0.670882 -0.716888 -0.624815 -1.276446

0.028006 1.826802 0.020886 0.023316 0.004718 -0.057739

0.037084 -0.169589 0.110554 0.078187 0.092646 -0.146906

-0.018840 0.299734 -0.008296 0.003118 0.130108 0.154069

-0.111122 0.057089 -0.194692 -0.081968 -0.105598 -0.112307

-0.057556 0.001422 -0.004517 -0.047340 -0.069440 -0.052750

Log likelihood

-184.5218

1 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

KOPEN 1.081941 (0.53100)

M2 8.119477 (3.20758)

IR 1.000000

EXSTDEV 0.271418 (0.38978)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2) D(DEBT) D(XVOLATILE)

-0.114174 (0.01433) -0.123503 (0.05507) -0.106645 (0.01424) -0.113958 (0.01353) -0.099322 (0.01493) -0.202906 (0.02315)

DEBT -5.027723 (2.40810)

XVOLATILE 2.710148 (1.47249)

C 15.20335 (10.8171)

Log likelihood

-160.5211

2 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

IR 1.000000 0.000000

EXSTDEV 0.000000 1.000000

M2 10.82968 (4.44260) -9.985358 (4.68957)

KOPEN 1.629729 (0.72033) -2.018244 (0.76037)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2) D(DEBT) D(XVOLATILE)

-0.131407 (0.05726) -1.247574 (0.15020) -0.119496 (0.05689) -0.128305 (0.05406) -0.102225 (0.05968) -0.167378

-0.047954 (0.05471) -1.140098 (0.14353) -0.041597 (0.05436) -0.045054 (0.05166) -0.029816 (0.05703) -0.020097

DEBT -6.853973 (3.32944) 6.728552 (3.51453)

XVOLATILE 4.303855 (2.00803) -5.871778 (2.11965)

C 19.85491 (14.2457) -17.13800 (15.0376)

(0.09242)

(0.08831)

Log likelihood

-145.6840

3 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

M2 2.727872 (1.81702) 0.047863 (1.76602) 4.971262 (1.71880)

EXSTDEV 0.000000 1.000000 0.000000

KOPEN 0.000000 0.000000 1.000000

IR 1.000000 0.000000 0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

-0.148055 (0.07853) 0.408087 (0.20533) -0.202254 (0.07700) -0.182856 (0.07366) -0.183068 (0.08122) -0.110686 (0.12571)

-0.099080 (0.09703) -1.395407 (0.25370) -0.023125 (0.09514) -0.060148 (0.09102) -0.021465 (0.10036) -0.295437 (0.15533)

-0.044913 (0.05512) -1.154002 (0.14411) -0.032533 (0.05404) -0.038643 (0.05170) -0.022220 (0.05701) -0.032142 (0.08823)

DEBT -4.015798 (1.24689) 3.213777 (1.21188) -1.741501 (1.17948)

XVOLATILE 3.212025 (0.67829) -4.519664 (0.65925) 0.669946 (0.64162)

C 6.786278 (5.44097) -0.953896 (5.28823) 8.018900 (5.14683)

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2) D(DEBT) D(XVOLATILE)

Log likelihood

-133.6167

4 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

M2 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

EXSTDEV 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

KOPEN 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

IR 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

-0.139996 (0.08741) 0.279871 (0.22505) -0.198706 (0.08574) -0.184190 (0.08203)

-0.135875 (0.20060) -0.810011 (0.51646) -0.039327 (0.19676) -0.054058 (0.18824)

-0.043185 (0.05571) -1.181497 (0.14342) -0.031772 (0.05464) -0.038929 (0.05228)

DEBT -24.26141 (7.38295) 2.858546 (0.56203) -38.63702 (12.7470) 7.421760 (2.47147) -1.077819 (0.38773) -0.729367 (0.99823) -1.100644 (0.38031) -1.063469 (0.36384)

XVOLATILE 44.70146 (5.84889) -3.791687 (0.44525) 76.28011 (10.0984) -15.20945 (1.95794)

C 166.1781 (18.8357) 1.842806 (1.43388) 298.4939 (32.5207) -58.43083 (6.30533)

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2)

D(DEBT) D(XVOLATILE)

0.232642 (0.20362) 0.005468 (0.31771)

-0.034155 (0.05655) -0.046275 (0.08823)

-0.238724 (0.08873) -0.176592 (0.13844)

-0.490627 (0.39358) -0.790404 (0.61408)

Log likelihood

-126.0609

5 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

EXSTDEV 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

KOPEN 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

M2 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

IR 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

-0.364780 (0.26898) -0.692412 (0.70250) -0.440380 (0.25494) -0.222906 (0.25387) 0.015117 (0.27355) -0.225877 (0.42982)

-0.038592 (0.05501) -1.183857 (0.14366) -0.023725 (0.05213) -0.035542 (0.05191) -0.029791 (0.05594) -0.041633 (0.08790)

-0.112423 (0.08888) 0.265705 (0.23213) -0.150396 (0.08424) -0.163851 (0.08388) -0.212522 (0.09039) -0.148725 (0.14202)

DEBT 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 -0.880684 (0.41305) -0.830645 (1.07877) -0.755253 (0.39149) -0.918055 (0.38984) -0.303292 (0.42006) -0.591167 (0.66003)

D(IR) D(EXSTDEV) D(KOPEN) D(M2) D(DEBT) D(XVOLATILE)

XVOLATILE -0.198879 (0.10381) 1.498595 (0.27998) 4.774986 (0.55979) -1.474076 (0.11550) -1.850690 (0.14480) 0.504230 (0.38359) 0.088466 (1.00184) 0.234327 (0.36357) 0.366020 (0.36204) -0.234251 (0.39011) 0.612454 (0.61296)

C 0.427995 (0.51492) 21.37194 (1.38880) 34.53189 (2.77680) -7.726539 (0.57291) -6.831841 (0.71829)

Vector Error Correction Estimates Date: 01/12/14 Time: 11:05 Sample (adjusted): 2001Q2 2013Q2 Included observations: 49 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

D(KOPEN) 0.003065 (0.06452) [ 0.04750] 0.428086 (0.79261) [ 0.54009] -0.076329 (0.81073) [-0.09415] 0.066739 (0.86793) [ 0.07689]

DNM2) 0.036620 (0.01100) [ 3.32981] -0.101925 (0.13511) [-0.75440] -0.215387 (0.13820) [-1.55857] -0.140215 (0.14794) [-0.94776]

D(DEBT) -0.021356 (0.03182) [-0.67112] 0.233842 (0.39093) [ 0.59817] 0.076439 (0.39986) [ 0.19116] 0.027408 (0.42807) [ 0.06403]

D(XVOLATILE) -0.004371 (0.07511) [-0.05819] 0.382497 (0.92273) [ 0.41453] -0.302193 (0.94383) [-0.32018] 0.408765 (1.01041) [ 0.40455]

CointEq1 1.000000 0.640079 (0.20508) [ 3.12107] 0.970126 (0.37975) [ 2.55468] -3.374611 (1.75222) [ -1.92591] -3.016531 (0.73296) [ -4.11553] -5.784557 (0.94203) [-6.14053] -0.431430 (5.25704) [-0.08207] D(IR) 0.055569 (0.01939) [ 2.86580] 0.284168 (0.23821) [ 1.19292] -0.432303 (0.24366) [-1.77422] 0.263092 (0.26085) [ 1.00861]

D(EXSTDEV) -0.933658 (0.26474) [-3.52664] -0.378252 (3.25237) [-0.11630] 4.481224 (3.32672) [ 1.34704] 1.953882 (3.56141) [ 0.54863]

Cointegrating Eq: IR(-1) EXSTDEV(-1) KOPEN(-1) M2(-1) DEBT(-1) XVOLATILE(-1) C Error Correction: CointEq1 D(IR(-1)) D(IR(-2)) D(IR(-3))

PHỤ LỤC: Kết quả ư c lượng mô hình theo phương pháp VECM

4.142024 (3.50757) [ 1.18088] -0.446546 (0.20649) [-2.16253] -0.052360 (0.24575) [-0.21306] 0.046536 (0.23085) [ 0.20159] -0.036591 (0.16318) [-0.22424] -0.797197 (0.78145) [-1.02016] 0.143582 (0.88328) [ 0.16256] -0.855493 (0.87483) [-0.97790] -0.104532 (0.91148) [-0.11468] 19.64231 (5.54763) [ 3.54067] 11.57552 (5.61619) [ 2.06110] 14.14225 (5.71641) [ 2.47398] 13.22644 (4.95756) [ 2.66793] 1.492485

-1.475356 (0.85481) [-1.72595] -0.007009 (0.05032) [-0.13929] -0.021976 (0.05989) [-0.36694] -0.020044 (0.05626) [-0.35629] -0.011218 (0.03977) [-0.28209] -0.026794 (0.19044) [-0.14070] 0.045617 (0.21526) [ 0.21192] 0.121572 (0.21320) [ 0.57023] -0.173483 (0.22213) [-0.78100] -2.197060 (1.35197) [-1.62508] -1.521638 (1.36868) [-1.11175] -1.288997 (1.39311) [-0.92527] 1.534118 (1.20817) [ 1.26978] 0.097365

-0.280069 (0.25690) [-1.09017] -0.035039 (0.01512) [-2.31676] -0.030402 (0.01800) [-1.68903] -0.010761 (0.01691) [-0.63647] -0.003519 (0.01195) [-0.29445] 0.124619 (0.05724) [ 2.17733] 0.027607 (0.06469) [ 0.42673] 0.117072 (0.06407) [ 1.82711] -0.013866 (0.06676) [-0.20771] -1.422503 (0.40632) [-3.50092] -0.672208 (0.41134) [-1.63417] -1.395112 (0.41868) [-3.33214] 0.330804 (0.36310) [ 0.91104] -0.139586

0.051213 (0.14571) [ 0.35148] -0.024771 (0.00858) [-2.88776] -0.014321 (0.01021) [-1.40281] -0.011471 (0.00959) [-1.19621] -0.003963 (0.00678) [-0.58458] 0.059719 (0.03246) [ 1.83964] 0.058241 (0.03669) [ 1.58727] 0.071566 (0.03634) [ 1.96929] -0.095979 (0.03786) [-2.53484] -0.636778 (0.23045) [-2.76315] -0.509570 (0.23330) [-2.18416] -0.540564 (0.23747) [-2.27639] 0.438180 (0.20594) [ 2.12769] -0.123291

-0.065873 (0.42160) [-0.15625] 0.010186 (0.02482) [ 0.41040] 0.018626 (0.02954) [ 0.63057] 0.019524 (0.02775) [ 0.70365] 0.008802 (0.01961) [ 0.44876] -0.009333 (0.09393) [-0.09936] 0.024241 (0.10617) [ 0.22832] 0.182529 (0.10515) [ 1.73584] -0.114119 (0.10956) [-1.04162] 0.942859 (0.66681) [ 1.41398] -0.011129 (0.67505) [-0.01649] 0.133921 (0.68710) [ 0.19491] 1.711400 (0.59589) [ 2.87201] -0.559960

-0.421337 (0.99514) [-0.42340] 0.001368 (0.05858) [ 0.02334] 0.026900 (0.06972) [ 0.38581] 0.025858 (0.06549) [ 0.39482] 0.053757 (0.04630) [ 1.16116] -0.169021 (0.22170) [-0.76237] -0.174336 (0.25060) [-0.69569] 0.235486 (0.24820) [ 0.94878] 0.103836 (0.25860) [ 0.40154] 1.625271 (1.57392) [ 1.03262] 0.354535 (1.59338) [ 0.22251] -1.197337 (1.62181) [-0.73827] 2.303850 (1.40652) [ 1.63798] -1.148316

D(IR(-4)) D(EXSTDEV(-1)) D(EXSTDEV(-2)) D(EXSTDEV(-3)) D(EXSTDEV(-4)) D(KOPEN(-1)) D(KOPEN(-2)) D(KOPEN(-3)) D(KOPEN(-4)) D(M2(-1)) D(M2(-2)) D(M2(-3)) D(M2(-4)) D(DEBT(-1))

D(DEBT(-2)) D(DEBT(-3)) D(DEBT(-4)) D(XVOLATILE(-1)) D(XVOLATILE(-2)) D(XVOLATILE(-3)) D(XVOLATILE(-4))

R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent

(0.13095) [-1.06596] -0.141820 (0.15239) [-0.93063] -0.054177 (0.16640) [-0.32558] -0.001149 (0.14420) [-0.00797] 0.212849 (0.11276) [ 1.88765] 0.251160 (0.08991) [ 2.79351] 0.121486 (0.08124) [ 1.49546] 0.071833 (0.06198) [ 1.15890] 0.992373 0.984746 0.353160 0.121305 130.1171 51.32205 -1.074369 -0.109155 -0.002997 0.982188

Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion

(1.78788) [ 0.83478] 2.719930 (2.08062) [ 1.30727] 2.940509 (2.27189) [ 1.29430] 0.565563 (1.96874) [ 0.28727] -4.531026 (1.53952) [-2.94313] -4.088079 (1.22754) [-3.33029] -3.840063 (1.10914) [-3.46219] -2.808267 (0.84628) [-3.31837] 0.814627 0.629254 65.83313 1.656215 4.394526 -76.76291 4.153588 5.118803 -0.005551 2.720059 5.32E-08 7.34E-10 98.12804 2.402937 8.464484

(0.43571) [ 0.22346] -0.011996 (0.50705) [-0.02366] -0.439905 (0.55367) [-0.79453] -0.435160 (0.47979) [-0.90698] 0.157172 (0.37519) [ 0.41892] 0.095173 (0.29916) [ 0.31814] 0.048327 (0.27030) [ 0.17879] 0.020460 (0.20624) [ 0.09920] 0.905046 0.810093 3.909906 0.403625 9.531453 -7.584469 1.329978 2.295193 -0.096825 0.926204

(0.07427) [-1.66004] -0.124620 (0.08643) [-1.44184] -0.082083 (0.09438) [-0.86974] -0.062763 (0.08178) [-0.76744] 0.170330 (0.06395) [ 2.66334] 0.153631 (0.05099) [ 3.01276] 0.093297 (0.04607) [ 2.02489] 0.054697 (0.03516) [ 1.55587] 0.997395 0.994790 0.113605 0.068801 382.8773 79.10977 -2.208562 -1.243348 0.009573 0.953179

(0.21490) [-2.60569] 0.445702 (0.25009) [ 1.78219] 0.245887 (0.27308) [ 0.90043] 0.003897 (0.23664) [ 0.01647] -0.132606 (0.18505) [-0.71661] -0.115727 (0.14755) [-0.78434] -0.153257 (0.13332) [-1.14957] -0.109754 (0.10172) [-1.07897] 0.977460 0.954920 0.951127 0.199074 43.36600 27.04925 -0.083643 0.881572 0.014985 0.937613

(0.50724) [-2.26385] 0.616326 (0.59030) [ 1.04410] 1.299436 (0.64456) [ 2.01600] -0.200922 (0.55855) [-0.35972] -0.571303 (0.43678) [-1.30799] -0.409453 (0.34827) [-1.17569] -0.590364 (0.31468) [-1.87610] -0.245012 (0.24010) [-1.02046] 0.959318 0.918637 5.299044 0.469887 23.58120 -15.03279 1.633991 2.599206 -0.015899 1.647326

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Các nhân tố tác động đến dự trữ ngoại hối Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ------------ NGUYỄN NGỌC UYÊN PHƯƠNG

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG

ĐẾN DỰ TRỮ NGOẠI HỐI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ------------ NGUYỄN NGỌC UYÊN PHƯƠNG

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG

ĐẾN DỰ TRỮ NGOẠI HỐI VIỆT NAM CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

TS. NGUYỄN TẤN HOÀNG

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

D(IR)

D(M2)

D (EXSTDEV)

D (KOPEN)

D (STDEBT)

D (XVOLATILE )) 0.382497

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok