Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Phân tích mối quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN QUANG TRUNG

PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐÔ LA HÓA VÀ

BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2014

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN QUANG TRUNG

PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐÔ LA HÓA VÀ

BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS. TS. NGUYỄN VĂN SĨ

Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2014

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn ‘‘PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐÔ LA

HÓA VÀ BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI’’ là công trình nghiên cứu của chính

tác giả, nội dung được đúc kết từ quá trình học tập và các kết quả nghiên cứu thực

tiễn trong thời gian qua, số liệu sử dụng là trung thực và có nguồn gốc trích dẫn rõ

ràng. Luận văn được thực hiện dưới sự hướng dẫn khoa học của PGS. TS. Nguyễn

Văn Sĩ.

Tác giả luận văn

Nguyễn Quang Trung

MỤC LỤC

Trang phụ bìa.

Lời cam đoan.

Mục lục.

Danh mục các ký hiệu, các chữ viết tắt.

Danh mục các bảng.

Danh mục các hình vẽ.

Chương 1 - Giới thiệu chung. .................................................................................... 1

1.1. Lý do chọn đề tài. ....................................................................................... 1

1.2. Mục tiêu nghiên cứu. .................................................................................. 1

1.3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu. ............................................................. 2

1.4. Phương pháp nghiên cứu. ........................................................................... 2

1.4.1. Cơ sở dữ liệu. ........................................................................................... 2

1.4.2. Mô hình nghiên cứu. ................................................................................ 2

1.5. Ý nghĩa thực tiễn của đề tài. ....................................................................... 3

1.6. Kết cấu của luận văn. .................................................................................. 4

Chương 2 - Tổng quan lý thuyết về quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối

đoái ............................................................................................................................. 5

2.1. Khái niệm về đô la hóa. .............................................................................. 5

2.2. Khái niệm về tỷ giá hối đoái và biến động tỷ giá hối đoái ......................... 5

2.3. Quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái ................................. 6

Chương 3 - Biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa ở Việt Nam ............................... 9

3.1. Biến động tỷ giá hối đoái. ........................................................................... 9

3.2. Đô la hóa. .................................................................................................. 16

Chương 4 - Thiết kế nghiên cứu. ............................................................................. 21

4.1. Nguồn dữ liệu. .......................................................................................... 21

4.1.1. Chỉ số đô la hóa. .................................................................................... 21

4.1.2. Biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa. ................................................... 24

4.2. Mô hình nghiên cứu. ................................................................................. 28

4.2.1. Mô hình Véc tơ tự hồi quy (VAR). ....................................................... 28

4.2.2. Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test). ....................... 30

4.3 Các kiểm định mô hình. ............................................................................. 32

4.3.1. Kiểm định tính dừng .............................................................................. 32

4.3.2. Kiểm tra độ trễ phù hợp. ........................................................................ 35

4.3.3. Kiểm định đồng liên kết. ...................................................................... 36

Chương 5 - Kết quả nghiên cứu ............................................................................... 40

5.1. Kiểm định tính dừng. ................................................................................ 40

5.2. Kiểm tra độ trễ phù hợp. ........................................................................... 45

5.3. Kiểm định đồng liên kết. .......................................................................... 46

5.4. Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test). .......................... 47

5.5. Kiểm tra tính ổn định của mô hình VAR. ................................................. 50

5.6. Kiểm định tính dừng các phần dư của VAR. ............................................ 51

5.7. Gợi ý từ kết quả nghiên cứu. .................................................................... 54

Chương 6. Kết luận. ................................................................................................. 58

Tài liệu tham khảo.

Phụ lục.

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

CBD: Tiền gửi xuyên biên giới

DI: Chỉ số đô la hóa.

FCC: Ngoại tệ trong lưu thông.

FCD: Số dư tiền gửi ngoại tệ.

IMF: Quỹ Tiền tệ Thế giới.

M2: Cung tiền

NERV: Biến động tỷ giá hối đoái.

NHTM: Ngân hàng thương mại.

TP.HCM: Thành phố Hồ Chí Minh.

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 3.1. Tổng hợp biên độ dao dộng của tỷ giá USD/VND cho phép. ................... 9

Bảng 5.1. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với biến NERV ........ 40

Bảng 5.2. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với biến NERV. ......................... 41

Bảng 5.3. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với biến DI. .............. 41

Bảng 5.4. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với biến DI. ................................ 42

Bảng 5.5. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với sai phân bậc một

của biến NERV. ....................................................................................................... 43

Bảng 5.6. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với sai phân bậc một của biến

NERV. ...................................................................................................................... 43

Bảng 5.7. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với sai phân bậc một

của biến DI. .............................................................................................................. 44

Bảng 5.8. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với sai phân bậc 1 của biến DI. . 44

Bảng 5.9. Kết quả các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ. ................................................... 45

Bảng 5.10 Kết quả kiểm định đồng liên kết ............................................................. 46

Bảng 5.11 Kết quả hồi quy VAR. ............................................................................ 47

Bảng 5.12. Kết quả hồi quy VAR. ........................................................................... 48

Bảng 5.13 Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger. ...................................... 49

Bảng 5.14 Kết quả kiểm tra tính ổn định của VAR. ................................................ 50

Bảng 5.15. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với phần dư của biến

NERV. ...................................................................................................................... 52

Bảng 5.16. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với phần dư của biến

DI. ............................................................................................................................. 52

Bảng 5.17. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với phần dư của biến NERV.... 53

Bảng 5.18. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với phần dư của biến DI. ......... 53

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ

Hình 3.1. Tỷ giá bình quân liên ngân hàng của đồng Việt Nam với đồng đô la Mỹ từ

năm 1998 đến quý 3 năm 2011. ................................................................................ 10

Hình 3.2. Tỷ giá USD/VND niêm yết tại các ngân hàng thương mại từ năm 1998

đến quý 3 năm 2011. ................................................................................................. 11

Hình 3.3. Biến động của tỷ giá USD/VND niêm yết tại các NHTM ........................ 12

Hình 3.4. Tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do từ năm 1998 đến quý 3/2011. .... 14

Hình 3.5. Biến động của tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do. ............................ 15

Hình 3.6. Tốc độ tăng giá tiêu dùng (CPI). ............................................................... 17

Hình 3.7. Doanh số kiều hối chuyển về Việt Nam ................................................... 18

Hình 3.8. Chỉ số Đô la hóa (Dollarization Index – DI) của Việt Nam từ năm 1998

đến quý 3 năm 2011. ................................................................................................. 19

Hình 4.1. Biểu đồ thống kê tiền gửi ngoại tệ (FCD) và cung tiền (M2) của Việt Nam

theo tỷ VNĐ từ năm 1998 đến 2011. ........................................................................ 23

Hình 5.1 Kết quả kiểm tra tính ổn định của VAR (Vòng tròn đơn vị). .................... 51

Chương 1 – Giới thiệu chung.

1.1. Lý do chọn đề tài.

Theo tiêu chí của Quỹ tiền tệ thế giới (IMF), một nước có tỷ lệ giữa tiền gửi

ngoại tệ trên Cung tiền lớn hơn 30% là nước có mức độ đô la hóa cao. Việt Nam

gần đây không còn được xem là quốc gia có mức độ đô la hóa cao nếu xếp theo tiêu

chí trên, tuy nhiên tỷ lệ trên vẫn còn tương đối cao. Ngoại tệ (Đô la Mỹ) đóng vai

tro thay thế đồng nội tê ở cả ba chức năng ở những mức độ khác nhau: lưu trữ giá

trị, niêm yết và phương tiện thanh toán. Vấn đề đô la hóa đã và đang đặt ra thách

thức đối với việc xây dựng và điều hành chính sách tiền tệ. Song song đó Việt Nam

cũng phải gánh chịu nhiều sự bất ổn đối với nền kinh tế từ biến động tỷ giá hối đoái

(của đồng Việt Nam với đô la Mỹ). Đã có nhiều nghiên cứu riêng lẻ về đô la hóa

cũng như biến động tỷ giá đối với trường hợp Việt Nam nhưng chưa có một nghiên

cứu nào phân tích mối quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái ở Việt

Nam. Do đó, trọng tâm của nghiên cứu này là cung cấp một bằng chứng thực

nghiệm về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa ở Việt Nam, từ

đó đưa ra các gợi ý chính sách liên quan.

1.2. Mục tiêu nghiên cứu.

Phân tích mối quan hệ nhân quả (Granger Causality Test) giữa đô la hóa và

biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa ở Việt Nam. Xác định mối quan hệ nhân quả

giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái là một chiều (hướng của chiều quan hệ)

hay hai chiều. Từ kết quả trên đưa các thảo luận gợi ý chính sách liên quan đối với

mối quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái.

1.3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu.

Đối tượng nghiên cứu là mối quan hệ nhân quả (Granger Causality Test)

giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa ở Việt Nam.

Phạm vi nghiên cứu: Trên cơ sở số liệu số dư tiền gửi ngoại tệ (FCD), cung

tiền (M2) và tỷ giá USD/VND danh nghĩa trên thị trường tự do của Việt Nam trong

khoảng thời gian từ Quí 1 năm 1998 đến Quí 3 năm 2011 (gồn 55 quan sát tương

ứng), nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa trong

khoảng thời gian theo mẫu.

1.4. Phương pháp nghiên cứu.

1.4.1 Cơ sở dữ liệu.

Dữ liệu chuỗi thời gian theo quý từ Quí 1 năm 1998 đến Quí 3 năm 2011

(55 quan sát) về chỉ số đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa USD/VND

được dùng để phân tích:

- Chỉ số Đô la hóa (DI): được tính bằng tỷ số của tiền gửi ngoại tệ (FCD) và

cung tiền (M2). Số liệu FCD và M2 được lấy từ trang điện tử của Ủy ban Kinh tế

của Quốc hội.

- Biến động tỷ giá hối đoái USD/VND danh nghĩa trên thị trường tự do

(NERV): luận văn sử dụng mô hình GARCH (1,1) để đo lường biến động của tỷ giá

hối đoái USD/VND danh nghĩa trên thị trường tự do. Tỷ giá hối đoái trên lấy theo

thống kê của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam chi nhánh TP.HCM.

1.4.2 Mô hình nghiên cứu.

Luận văn kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test) giữa biến

động tỷ giá hối đoái danh nghĩa (NERV) và chỉ số đô la hóa (DI) được ước lượng

bằng mô hình Véc tơ tự hồi quy (VAR) .

Trên cơ sở phân tích chuỗi thời gian, luận văn có sử dụng một số phương

pháp kiểm định tính dừng như Augmented Dickey-Fuller và Phillips-Perron, đồng

liên kết (Johansen - Juselius), kiểm tra độ trễ (theo tiêu chuẩn AIC và SIC) và sự ổn

định của VAR.

1.5. Ý nghĩa thực tiễn của đề tài.

Trên thế giới đối với nhiều quốc gia đang phát triển hoặc những nền kinh tế

chuyển đổi, vấn đề đô lá hóa và biến động tỷ giá hối đoái có những tác động không

tốt đến việc đảm bảo ổn định kinh tế vĩ mô và chính sách tiền tệ. Tuy vậy, vẫn còn

tương đối hiếm các nghiên cứu thực nghiệm tìm hiểu các mối quan hệ nhân quả

giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa.

Việt Nam gần đây không còn được xem là quốc gia có mức độ đô la hóa cao,

nhưng vấn đề đô la hóa vẫn đặt ra thách thức đối với việc xây dựng và điều hành

chính sách tiền tệ. Song song đó Việt Nam cũng phải gánh chịu nhiều sự bất ổn đối

với nền kinh tế từ biến động tỷ giá hối đoái (của đồng Việt Nam với USD). Từ thực

tế đó dẫn đến có nhiều nghiên cứu riêng lẻ về đô la hóa cũng như biến động tỷ giá

hối đoái đối với trường hợp Việt Nam. Tuy nhiên vẫn chưa có một nghiên cứu nào

phân tích mối quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái ở Việt Nam.

Nghiên cứu thực nghiệm sẽ giúp hiểu được mối quan hệ nhân quả giữa biến

động tỷ giá và đô la hóa ở Việt Nam đồng thời đóng góp cho các chứng cứ thực

nghiệm về nghiên cứu vấn đề này.

Việc xác định hướng tác động sẽ đặc biệt thích hợp cho các nhà hoạch định

chính sách ở các nền kinh tế đang phát triển và chuyển đổi, nơi mà thiết kế trình tự

thích hợp cho các chính sách ổn định mà mục tiêu làm giảm bất ổn của nền kinh tế

là thách thức đối với chính phủ.

Do đó trọng tâm của nghiên cứu này là cung cấp một bằng chứng thực

nghiệm về mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá và đô la hóa ở Việt Nam

trong giai đoạn từ quý 1 năm 1998 đến quý 3 năm 2011. Từ kết quả nghiên cứu gợi

ý một số đề xuất chính sách liên quan đến vấn đề mối quan hệ giữa đô la hóa và

biến động tỷ giá hối đoái.

1.6. Kết cấu của luận văn.

Kết cấu của bài luận văn này gồm 6 phần:

Phần 1 giới thiệu trình bày tổng quan các nội dung chính của luận văn và giải

thích lý do tác giả chọn đề tài này để nghiên cứu.

Phần 2 trình bày tổng quan các lý thuyết nghiên cứu trước đây có liên quan

đến nghiên cứu.

Phần 3 cung cấp một số thông tin về môi trường kinh tế vĩ mô ở Việt Nam là

cơ sở cho nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa ở

Việt Nam.

Phần 4 trình bày cơ sơ dữ liệu, mô hình nghiên cứu và các kiểm định sử dụng

trong nghiên cứu.

Phần 5 thảo luận kết quả nghiên cứu và các gợi ý chính sách liên quan.

Phần 6 là phần kết luận.

Chương 2 – Tổng quan lý thuyết về quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá

hối đoái.

2.1. Khái niệm về đô la hóa.

Theo Nguyễn Anh Tuấn (2011), đô la hóa hiểu theo nghĩa thông thường nhất

là quá trình phổ biến việc sử dụng đồng đô la thay thế đồng tiền nội địa trong một

nền kinh tế. Tuy khái niệm này được gắn liền với đồng đô la Mỹ, việc chuyển đổi ra

bất kỳ ngoại tệ có tính ổn định nào khác đều thường được gọi là đô la hoá. Quá trình

đồng ngoại tệ thâm nhập và thay thế đồng nội tệ trong một nền kinh tế có thể được

một quốc gia chính thức chấp nhận (Offical dollarization – đô la hóa chính thức)

hoặc không chấp nhận nhưng vẫn tồn tại trên thực tế (Unoffical dollarization – đô la

hóa không chính thức).

2.2. Khái niệm về tỷ giá hối đoái và biến động tỷ giá hối đoái.

Tỷ giá hối đoái là mối quan hệ so sánh sức mua giữa các đồng tiền với nhau.

Đó là giá cả chuyển đổi một đơn vị tiền tệ của nước này thành những đơn vị tiền tệ

của nước khác.

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa là tỷ giá được sử dụng hàng ngày trong giao dịch

trên thị trường ngoại hối, nó chính là giá của một đồng tiền được biểu thị thông qua

đồng tiền khác mà chưa đề cập đến tương quan sức mua hàng hóa và dịch vụ giữa

chúng.

Theo Abdalla (2012), biến động tỷ giá hối đoái (Exchange rate volatility) là

thước đo sự dao động của tỷ giá hối đoái và cũng đồng thời là thước đo rủi ro. Biến

động có thể được tính theo ngày, tháng, quý hay năm.

2.3. Quan hệ giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái.

Đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm và lý thuyết về tác động của biến động

tỷ giá hối đoái lên các yếu tố kinh tế vĩ mô. Các nghiên cứu này cho rằng có chiều

quan hệ nhân quả bắt đầu từ biến động tỷ giá hối đoái lên các yếu tố kinh tế vĩ mô

(Arize và Malindretos, 1998; Calvo, 1996; Chowdhury, 1999; Honda &

Schumacher, 2006; Osakwe, 2002).

Tuy nhiên, khi xem xét quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá hối đoái với

các yếu tố kinh tế khác, đặc biệt là với yếu tố mức độ đô la hóa, thì thời gian gần

đây có nhiều tranh luận về chiều của mối quan hệ này. Cụ thể:

- Mizen và Pentecost (1996) cho rằng biến động tỷ giá hối đoái thúc đẩy

người dân chuyển đổi sang nắm giữ và sử dụng ngoại hối cho các mục đích như các

chức năng đơn vị tính toán, giao dịch, dự trữ giá trị. Lập luận của họ cho là sụt

giảm tỉ giá làm giảm giá trị của đồng nội tệ trong danh mục tài sản từ đó dẫn đến

tăng tỷ lệ tài sản ngoại hối trong danh mục đầu tư tài sản. Họ kết luận rằng tỷ giá

hối đoái rõ ràng là biến quan trọng dẫn dắt quá trình đô la hóa.

- Friedman và Verbetsky (2001) trong nghiên cứu về đô la hóa ở Nga lưu ý

rằng có một số vấn đề chính sách phát sinh từ đô la hóa rất quan trọng cho các nền

kinh tế chuyển tiếp và thị trường mới nổi. Đặc biệt, họ lưu ý các vấn đề về động thái

tỷ giá hối đoái khi có đô la hóa. Trong đánh giá của họ ở một số tài liệu, họ cho

rằng đô la hóa làm cho tỷ giá hối đoái rất dễ biến động để đáp ứng với những thay

đổi chính sách.

- Devereux và Lane (2003) thấy rằng đô la hóa tài chính dưới hình thức mua

lại các khoản vay đô la làm giảm bớt biến động tỷ giá hối đoái.

- Những thay đổi nhỏ trong đô la hóa sẽ gây ra một "biến động tỷ giá rất lớn"

(Willett và Banaian, 1996) hay đô la hóa là nguyên nhân chính của sự bất ổn trong

tỷ giá hối đoái linh hoạt theo McKinnon (1982, 1993) và Bofinger (1991). Quan

điểm này hàm ý rằng đô la hóa là tác động gây bất ổn đáng kể trong nền kinh tế thế

giới (Willett và Banaian, 1996). Điều này trở nên phù hợp hơn cho một nền kinh tế

đang phát triển như Việt Nam, nơi bất ổn tỷ giá hối đoái đã tác động hầu hết các

lĩnh vực sản xuất của nền kinh tế đặc biệt là lĩnh vực sản xuất phụ thuộc nhập khẩu.

- McKinnon (1996) ủng hộ quan điểm này khi lập luận rằng khái niệm về đô

la hóa quốc tế là hữu ích cho việc giải thích lý do tại sao tỷ giá hối đoái thả nổi quá

dễ biến động.

- Gruben và McLeod (2004) lưu ý đến đô la hóa và hội tụ lạm phát ở các

nước Mỹ Latinh. Nghiên cứu thấy rằng đô la hóa gây ra hội tụ lạm phát (làm giảm

lạm phát) khi lạm phát trong các quốc gia này ảnh hưởng theo của Mỹ khi đô la Mỹ

đang được sử dụng cho các mục đích giao dịch và dự trữ giá trị. Mặc dù nghiên cứu

này không trực tiếp đề cập đến vấn đề biến động tỷ giá, kết luận có thể được rút ra

là biến động tỷ giá hối đoái có xu hướng tự biểu lộ thông qua lạm phát dù giả định

truyền dẫn đầy đủ, một phần hay trì hoãn.

Những quan sát mâu thuẫn này làm cho mối quan hệ nhân quả giữa biến

động tỷ giá và đô la hóa là một vấn đề nghiên cứu thực nghiệm. Một vài nghiên cứu

gần đây như của Yinusa (2008), Mengesha và Holmes (2013) cung cấp các chứng

cứ thực nghiệm về chiều quan hệ nhân quả tác động từ đô la hóa đến biến động tỷ

giá hối đoái ở các nước Nigeria và Eritrea.

Dù vậy, các nghiên cứu chuyên sâu về lý thuyết và thực nghiệm tìm hiểu mối

quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa vẫn còn tương đối

hiếm. Do đó, thực hiện nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ trên theo thực tế

Việt Nam sẽ giúp hiểu được mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá hối đoái và

đô la hóa ở Việt Nam, đồng thời đóng góp các chứng cứ thực nghiệm về nghiên cứu

vấn đề này.

Việc xác định hướng tác động sẽ đặc biệt thích hợp cho các nhà hoạch định

chính sách ở các nền kinh tế đang phát triển và chuyển đổi, nơi mà thiết kế trình tự

thích hợp cho các chương trình ổn định mà mục tiêu làm giảm bất ổn của nền kinh

tế là một thách thức.

Do đó, trọng tâm của nghiên cứu này là cung cấp một bằng chứng thực

nghiệm về mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa ở Việt

Nam trong giai đoạn từ quý 1 năm 1998 đến quý 3 năm 2011.

Chương 3 – Biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa ở Việt Nam.

3.1 Biến động tỷ giá hối đoái.

Theo quy định tại các văn bản pháp quy hiện nay mà cụ thể là Pháp lệnh

Ngoại hối thì tỷ giá hối đoái của đồng Việt Nam được hình thành trên cơ sở cung

cầu ngoại tệ trên thị trường có sự điều tiết của Nhà nước. Ngân hàng Nhà nước Việt

Nam thực hiện điều tiết tỷ giá hối đoái thông qua việc sử dụng các công cụ của

chính sách tiền tệ và thực hiện phương án mua bán trên thị trường ngoại tệ. Cơ chế

tỷ giá hối đoái của đồng Việt Nam là cơ chế tỷ giá thả nổi có quản lý do Ngân hàng

Nhà nước Việt Nam xác định trên cơ sở rổ tiền tệ của các nước có quan hệ thương

mại, vay, trả nợ, đầu tư với Việt Nam phù hợp với mục tiêu kinh tế vĩ mô trong từng

thời kỳ.

Thực tế, bắt đầu từ năm 1999, Việt Nam đã có sự thay đổi cơ bản trong cơ

chế điều hành tỷ giá. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam công bố tỷ giá USD/VND

hàng ngày dựa trên tỷ giá giao dịch bình quân trên thị trường ngoại tệ liên ngân

hàng. Trên cơ sở đó, các tổ chức tín dụng xác định tỷ giá kinh doanh đô la Mỹ

không vượt quá biên độ cho phép so với tỷ giá bình quân liên ngân hàng. Trong hơn

10 năm từ 1999 đến 2009, cơ chế tỷ giá đã được điều hành theo hướng linh hoạt

hơn thể hiện ở biên độ dao động điều chỉnh qua nhiều lần từ 0,1% lên ± 5%. Tuy

nhiên kể từ tháng 11 năm 2009 thì biên độ này lại thu hẹp còn ± 3% và giảm xuống

± 1% từ tháng 2 năm 2011.

Bảng 3.1. Tổng hợp biên độ dao dộng của tỷ giá USD/VND cho phép.

Khoảng thời gian Biên độ

- Từ 2/1999 – 6/2002 +0,1%

- Từ 7/2002 – 12/2006 0,25%

- Từ 1/01/07 – 24/12/2007 0,5%

- Từ 25/12/07 - 09/03/2008 0,75%

- Từ 10/3/08 – 26/06/2008 1%

- Từ 27/6/08 - 6/11/2008 2%

- Từ 7/11/08 - 23/3/2009 3%

- Từ 24/3/09 - 30/11/2009 5 %

- Từ 26/11/09 – 10/2/2011 3%

- Từ 11/2/2011 đến nay 1%

Nguồn: Các quyết định điều chỉnh biên độ của Ngân hàng Nhà nước

Tỷ giá bình quân liên ngân hàng

22000

20000

18000

16000

14000

12000

10000

8000

Nguồn: Ngân hàng Nhà nước Việt Nam

Hình 3.1. Tỷ giá bình quân liên ngân hàng của đồng Việt Nam với đồng đô la

Mỹ từ năm 1998 đến quý 3 năm 2011.

Tỷ giá giao dịch USD/VND tại các ngân hàng thương mại phải luôn nằm

trong biên độ dao động cho phép xoay quanh tỷ giá bình quân liên ngân hàng. Vì

nhiều lý do khác nhau mà Ngân hàng Nhà nước điều chỉnh tỷ giá bình quân liên

ngân hàng hay biên độ cho phép không theo diễn biến thị trường hay phản ứng

chậm so với diễn biến dẫn đến tại một số thời điểm tỷ giá giao dịch của các ngân

hàng kịch trần biên độ cho phép kéo dài trong một khoảng thời gian và cũng không

phản ánh đúng giá trị thật của đồng USD. Ví dụ như trong khoảng thời gian từ ngày

01/01/2010 đến ngày 31/12/2010, Ngân hàng Nhà nước chỉ có hai lần điều chỉnh tỷ

giá bình quân liên ngân hàng vào ngày 11/02/2010 và 18/08/2010, trong khi tỷ giá

niêm yết tại các ngân hàng đã nhiều lần chạm các mốc trần biên độ cho phép.

Diễn biến tỷ giá USD/VND niêm yết tại các NHTM

22000

20000

18000

16000

14000

12000

10000

Nguồn: Ngân hàng Nhà nước Việt Nam chi nhánh TP.HCM.

Hình 3.2. Tỷ giá USD/VND niêm yết tại các ngân hàng thương mại từ năm 1998

đến quý 3 năm 2011.

Biến động của tỷ giá USD/VND tại NHTM

0.12

0.1

0.08

0.06

0.04

0.02

-0.02

-0.04

-0.06

-0.08

-0.1

1998q11999q12000q12001q12002q12003q12004q12005q12006q12007q12008q12009q12010q12011q1

Ngân hàng Nhà nước chi nhánh TP.HCM, Tác giả tự tính toán.

Hình 3.3 Biến động của tỷ giá USD/VND niêm yết tại các ngân hàng thương mại.

Từ thực tế trên, cần phải nhấn mạnh một đặc điểm quan trọng của nền kinh

tế Việt Nam là sự hiện diện của thị trường tài chính phi chính thức. Việc áp dụng

các kiểm soát mua bán, hạn chế trao đổi đối với các giao dịch ngoại hối là nguyên

nhân chính gây ra sự tồn tại của thị trường phi chính thức của ngoại tệ. Các kiểm

soát này thường áp đặt cho các lý do cán cân thanh toán, tạo ra một thị trường song

song hay thị trường tự do phụ thuộc vào các điều kiện ở thị trường chính thức và

các tác nhân kinh tế vĩ mô khác trong nước. Thật vậy, hoạt động của thị trường song

song về cơ bản là một thị trường phản ứng của các tác nhân kinh tế đến môi trường

kinh tế của chúng. Hoạt động này được tạo ra hoàn toàn bởi nhu cầu của thị trường

(Montiel và các cộng sự, 1993). Thực tế, bằng chứng gần đây cho thấy thị trường

song song hoạt động bên cạnh các nền kinh tế chính thức hiện hữu và được ghi nhận

ở hầu như tất cả các nước trên thế giới (Montiel và các cộng sự, 1993). Ở Việt Nam,

hai thị trường này tồn tại bên cạnh nhau từ lâu, là một hậu quả của một giai đoạn dài

điều tiết kinh tế, và quản lý yếu kém kinh tế vĩ mô. Hàm ý hợp lý và rõ ràng là nếu

thị trường song song xuất hiện để phản ứng với việc tuân thủ các kiểm soát, cách

hiệu quả nhất để giảm quy mô của chúng là loại bỏ những hạn chế này và để cho giá

cả phản ánh đầy đủ sự khan hiếm ngoại tệ.

Do sự tồn tại của thị trường song song trên, nếu cơ chế tỷ giá kém linh hoạt

sẽ dẫn đến những thời điểm có sự chênh lệch lớn giữa tỷ giá giao dịch (niêm yết)

của ngân hàng thương mại và tỷ giá giao dịch trên thị trường tự do, tạo nên một sự

lũng đoạn ngoại tệ. Với việc dòng vốn đang dần dần được tự do hóa và lộ trình tự

do hóa giao dịch vốn và mở cửa thị trường tài chính theo các cam kết quốc tế thì cơ

chế tỷ giá hiện hành sẽ chịu tác động lớn từ biến động của thị trường quốc tế. Tình

trạng hai tỷ giá sẽ làm tăng áp lực điều chỉnh tỷ giá chính thức và đến lượt nó, sẽ

phá vỡ các cam kết mục tiêu lạm phát khi chính sách tiền tệ được sử dụng điều tiết

tỷ giá. Bên cạnh đó, vấn đề khó khăn hơn là các áp lực điều chỉnh tỷ giá sẽ chuyển

hóa rất nhanh sang biến động của các chỉ tiêu tiền tệ như lãi suất bởi tình trạng đô la

hóa cao và tiềm năng của nền kinh tế. Kết quả là thay vì sử dụng lãi suất để điều

chỉnh tỷ giá nhằm duy trì sự ổn định cho mục tiêu lạm phát thì chính sự biến động

của tỷ giá lại chi phối mặt bằng lãi suất và mục tiêu của chính sách tiền tệ. Trong

hoàn cảnh này, sẽ rất khó cho Ngân hàng Nhà nước có thể cùng lúc theo đuổi cả

mục tiêu lạm phát và mục tiêu tỷ giá.

Phản ứng của chính phủ Việt Nam đương nhiên là thực hiện các biện pháp

làm giảm hay loại bỏ ảnh hưởng của thị trường không chính thức đối với các loại

ngoại tệ đã tồn tại ở đất nước nhiều năm qua. Tuy nhiên các biện pháp này lại mang

nặng tính hành chính hơn là giải quyết các yếu tố mang tính thị trường và kết quả là

vẫn tồn tại một thị trường tự do phát triển song hành cùng với thị trường chính thức.

Ví dụ, diễn biến của tỷ giá chính thức danh nghĩa và tỷ giá thị trường song

song danh nghĩa của đồng Việt Nam so với đô la Mỹ được thể hiện trong các hình

3.4 và 3.5 dưới đây.

Diễn biến tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do

22000

20000

18000

16000

14000

12000

10000

3 q 9 9 9 1

1 q 1 0 0 2

3 q 0 1 0 2

1 q 8 9 9 1

3 q 8 9 9 1

1 q 9 9 9 1

1 q 0 0 0 2

3 q 0 0 0 2

3 q 1 0 0 2

1 q 2 0 0 2

3 q 2 0 0 2

1 q 3 0 0 2

3 q 3 0 0 2

1 q 4 0 0 2

3 q 4 0 0 2

1 q 5 0 0 2

3 q 5 0 0 2

1 q 6 0 0 2

3 q 6 0 0 2

1 q 7 0 0 2

3 q 7 0 0 2

1 q 8 0 0 2

3 q 8 0 0 2

1 q 9 0 0 2

3 q 9 0 0 2

1 q 0 1 0 2

1 q 1 1 0 2

3 q 1 1 0 2

Nguồn: Ngân hàng Nhà nước Việt Nam chi nhánh TP.HCM.

Hình 3.4. Tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do từ năm 1998 đến quý 3 năm 2011.

Biến động của tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do

0.12

0.1

0.08

0.06

0.04

0.02

-0.02

-0.04

-0.06

-0.08

-0.1

1 q 6 0 0 2

1 q 8 9 9 1

3 q 8 9 9 1

1 q 9 9 9 1

3 q 9 9 9 1

1 q 0 0 0 2

3 q 0 0 0 2

1 q 1 0 0 2

3 q 1 0 0 2

1 q 2 0 0 2

3 q 2 0 0 2

1 q 3 0 0 2

3 q 3 0 0 2

1 q 4 0 0 2

3 q 4 0 0 2

1 q 5 0 0 2

3 q 5 0 0 2

3 q 6 0 0 2

1 q 7 0 0 2

3 q 7 0 0 2

1 q 8 0 0 2

3 q 8 0 0 2

1 q 9 0 0 2

3 q 9 0 0 2

1 q 0 1 0 2

3 q 0 1 0 2

1 q 1 1 0 2

3 q 1 1 0 2

Nguồn: Ngân hàng Nhà nước chi nhánh TP.HCM, Tác giả tự tính toán.

Hình 3.5. Biến động của tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do.

Có thể thấy là so với tỷ giá giao dịch chính thức của các ngân hàng thì tỷ giá

USD/VND trên thị trường tự do biến động mạnh hơn. Mức độ bất ổn này của tỷ giá

hối đoái và các hiệu ứng truyền dẫn của nó đến lạm phát trong nước đã khuyến

khích động thái theo hướng sử dụng ngoại tệ trong nền kinh tế trong nước cho các

mục đích giao dịch, đơn vị tính toán (niêm yết) và lưu trữ giá trị. Hiện tượng này đã

được đề cập đến trong các tài liệu như đô la hóa hoặc thay thế tiền tệ (ví dụ xem

Calvo, 2000; Chang, 2000; Dean, 2000).

3.2. Đô la hoá.

Về lý thuyết, đô la hóa có thể được coi là đối xứng và bất đối xứng. Theo

McKinnon (1985), khái niệm cơ bản về đô la hóa ở các nước phát triển liên quan

đến đô la hóa đối xứng, nơi mà cư dân trong nước và nước ngoài nắm giữ cả hai

loại nội tệ và ngoại tệ. Tuy nhiên, đô la hóa là bất đối xứng trong phạm vi các nền

kinh tế đang phát triển và chuyển đổi, nơi mà người dân trong nước nắm giữ nội tệ

và ngoại tệ nhưng người nước ngoài không giữ nội tệ và trong một số nền kinh tế

chuyển đổi, đồng đô la Mỹ là ngoại tệ ưa thích. Ở những nước này, đô la Mỹ thực

hiện gần như tất cả ba vai trò truyền thống của nội tệ: Đầu tiên, đô la Mỹ được sử

dụng để lưu trữ giá trị và khi quá trình tiếp tục, giá cả hàng hóa bắt đầu được niêm

yết bằng đô la Mỹ và vai trò của nó là phương tiện thanh toán bắt đầu, đặc biệt là

cho việc mua bán hàng hóa lâu bền, thuê và các món khác có chi phí cao. Trong bài

nghiên cứu này, đô la hóa được xem như là sự thay thế tiền tệ phi đối xứng.

Ở Việt Nam, hiện tượng đô la hóa chủ yếu do các nguyên nhân sau: Việc trải

qua những giai đoạn lạm phát cao và biến động mạnh song song với xu hướng giảm

giá trị của đồng nội tệ so với ngoại tệ theo thời gian đã thúc đẩy người dân lựa chọn

loại tài sản ổn định giá trị thực hơn để tích trữ (chủ yếu là hai loại tài sản vàng và đô

la Mỹ). Những năm qua kiều hối từ người Việt Nam ở nước ngoài chuyển tiền về

nước và dòng vốn quốc tế chu chuyển vào Việt Nam ngày càng gia tăng dẫn đến

người dân và các doanh nghiệp có trong tay một lượng lớn ngoại tệ (đô la Mỹ).

Song song đó, Chính phủ Việt Nam xác nhận tình trạng đô la hóa bằng các quy định

cho phép người dân nắm giữ ngoại tệ dưới hình thức tiết kiệm và tài khoản ngoại tệ

tại hệ thống ngân hàng hay cất giữ dưới dạng ngoại tệ tiền mặt (các ngân hàng được

phép nhận tiền gửi bằng ngoại tệ và trả lãi trên các khoản tiền gửi đó kể từ năm

1988). Và nguyên nhân cuối cùng là mức tiết kiệm dưới hình thức các tài sản bằng

nội tệ thấp và tương đối ngắn hạn khuyến khích việc vay mượn nước ngoài bằng

ngoại tệ để thay thế và gây ra sự đô la hóa tài sản nợ. Eichengreen và các cộng sự

(2003) miêu tả điều này là không có khả năng vay nước ngoài bằng đồng tiền của

25.00%

19.89%

20.00%

18.13%

15.00%

12.63%

11.75%

9.50%

10.00%

8.40%

6.60%

6.52%

5.00%

4.00%

3.00%

0.80%

0.00%

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

chính mình.

Nguồn: Tổng cục Thống kê.

Hình 3.6. Tốc độ tăng giá tiêu dùng (CPI).

10000

9000

8000

7200

7000

6283

6000

5500

5000

4500

3800

4000

3000

2600

2200

17571820

2000

1200

950

1000

469 400

35 136.6 141 249.5 285

Nguồn: Ngân hàng Thế giới.

Hình 3.7. Doanh số kiều hối chuyển về Việt Nam (đơn vị tính: triệu USD).

Chỉ số Đô la hóa (DI)

40.00%

35.00%

30.00%

25.00%

20.00%

15.00%

10.00%

5.00%

0.00%

8 9 9 1 1 Q

8 9 9 1 3 Q

9 9 9 1 1 Q

9 9 9 1 3 Q

0 0 0 2 1 Q

0 0 0 2 3 Q

1 0 0 2 1 Q

1 0 0 2 3 Q

2 0 0 2 1 Q

2 0 0 2 3 Q

3 0 0 2 1 Q

3 0 0 2 3 Q

4 0 0 2 1 Q

4 0 0 2 3 Q

5 0 0 2 1 Q

5 0 0 2 3 Q

6 0 0 2 1 Q

6 0 0 2 3 Q

7 0 0 2 1 Q

7 0 0 2 3 Q

8 0 0 2 1 Q

8 0 0 2 3 Q

9 0 0 2 1 Q

9 0 0 2 3 Q

0 1 0 2 1 Q

0 1 0 2 3 Q

1 1 0 2 1 Q

1 1 0 2 3 Q

Nguồn: Ủy ban Kinh tế của Quốc hội, Tác giả tự tính toán.

Hình 3.8. Chỉ số Đô la hóa (Dollarization Index – DI) của Việt Nam từ năm 1998

đến quý 3 năm 2011.

Dưới góc độ đô la hóa tiền gửi, mức độ đô la hóa ở Việt Nam có xu hướng

giảm xuống, từ trên 30% vào cuối những năm 1990 xuống dưới 20% hiện nay. Tỷ

lệ này tăng giảm tùy thời điểm lợi ích nắm giữ đồng đô la Mỹ và đồng nội tệ cũng

như tỷ lệ lạm phát. Trong thời kỳ quan sát, ở Việt Nam đồng đô la Mỹ đóng vai tro

thay thế đồng nội tệ trong cả ba chức năng ở những mức độ khác nhau: đầu tiên

được người dân xem như kênh trú ẩn an toàn bảo toàn giá trị dưới dạng tiền mặt lẫn

tiền gửi tại ngân hàng. Tiếp đến, đồng USD đóng vai trò niêm yết giá trị hay định

giá đối với các tài sản có giá trị cao (đặc biệt là trong lĩnh vực bất động sản). Cuối

cùng đồng USD cũng tham gia vào cả chức năng thanh toán như trả tiền lương,

thưởng cho nhân viên nước ngoài, thanh toán tiền thuê, mua bán bất động sản …

Tuy nhiên, trong những năm gần đây, Chính phủ Việt Nam và Ngân hàng Nhà nước

đã có một số biện pháp nhằm hạn chế tình trạng đô la hóa bằng các biện pháp tăng

cường lợi ích của nắm giữ tiền đồng so với ngoại tệ và ngăn cấm việc đồng ngoại tệ

thay thế tiền đồng trong việc niêm yết và thanh toán bằng nhiều quy định hành

chính.

Tất cả những điểm này chỉ ra sự đồng tồn tại của đô la hóa và biến động tỷ

giá hối đoái ở Việt Nam. Bài nghiên cứu này sẽ tiếp tục chỉ ra mối quan hệ nhân

quả giữa đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái trong thực nghiệm.

Chương 4 – Thiết kế nghiên cứu.

4.1 Nguồn dữ liệu

Bài luận văn sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian theo quý từ Quý 1 năm 1998

đến Quý 3 năm 2011 của cung tiền (M2), tiền gửi ngoại tệ (FCD) và tỷ giá hối đoái

USD/VND trên thị trường tự do để tính chỉ số đô la hóa (DI) và biến động tỷ giá hối

đoái USD/VND (NERV).

Dữ liệu về cung tiền (M2) và tiền gửi ngoại tệ (FCD) được lấy từ số liệu

thống kê của Ủy ban Kinh tế của Quốc Hội.

Riêng tỷ giá hối đoái USD/VND danh nghĩa trên thị trường tự do theo số liệu

thống kê của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam chi nhánh TP.HCM.

Bảng số liệu FCD, M2, DI và tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do được

trình bày tại Phụ lục.

4.1.1 Chỉ số đô la hóa.

Trong nghiên cứu này, chỉ số đô la hóa (Dollarization Index - DI) được tính

bẳng tỷ số của tiền gửi ngoại tệ (FCD) và cung tiền (M2).

Ngoại tệ nắm giữ bởi các công dân trong nước thông thường bao gồm ba loại

chính: tiền gửi ngoại tệ (Foreign Currency Deposits - FCD) trong hệ thống ngân

hàng trong nước, ngoại tệ trong lưu thông (Foreign Currency in circulation - FCC)

trong nền kinh tế trong nước và tiền gửi xuyên biên giới (Cross –border Deposits -

CBD) giữ tại ngân hàng nước ngoài.

FCC bao gồm số lượng ngoại tệ đang lưu thông trong nước và trong tay

chính phủ. Nhưng đối với các nước đang phát triển và các nền kinh tế chuyển đổi,

tính FCC là không thể trong thực tế vì có thể có sự e sợ việc bắt buộc chuyển đổi

ngoại tệ sang đồng nội tệ (Viseth, 2001). Thay vì gửi ngân hàng, nhiều hộ gia đình

ở các nền kinh tế đang phát triển và chuyển đổi thường nắm giữ tiền (nội tệ lẫn

ngoại tệ) dưới hình thức tiền mặt cất giữ. Vì vậy, cách tính đô la hóa thường không

bao gồm FCC. Thực tế, đo lường mức độ đô la hóa tiền mặt trong nền kinh tế là

công việc rất khó khăn và ở Việt Nam hiện nay chưa có bất kỳ một cơ quan thực

hiện thống kê và cung cấp số liệu FCC chính thức. Một phần nguyên do là việc

không thể thống kê được việc buôn lậu ngoại tệ tiền mặt.

Các ví dụ về cách tính ngoại tệ nắm giữ (FCC) có thể được tìm thấy trong

một số nghiên cứu về đô la hóa ở châu Mỹ Latinh (ví dụ xem Dean, 2000; Feige,

2003; Krueger và Ha, 1996, v.v.) Ví dụ, Melvin và Ladman (1991) đã cố gắng tính

cung ngoại tệ ở Bolivia bằng cách liên hệ nó với thống kê về buôn bán ma túy bất

hợp pháp. Ngoài ra, Kamin và Ericsson (2003) sử dụng dữ liệu về các lô hàng đô la

Mỹ tiền mặt xuất đến Argentina để ước tính trữ lượng ngoại tệ ở nước này. Trong

một nghiên cứu khác, Melvin và Fenske (1992) sử dụng thị trường cho vay ở

Bolivia để cung cấp cách tính lượng đô la nắm giữ trong nước.

Đối với CBD, mặc dù dữ liệu này có thể có ở một số nước nhưng ở Việt

Nam lại chưa có thống kê chính thức. Theo quy định hiện nay, Ngân hàng Nhà

nước Việt Nam có cấp phép cho các tổ chức được mở tài khoản ngoại tệ tại nước

ngoài. Số liệu về số dư ngoại tệ của tổ chức ở ở nước ngoài Ngân hàng Nhà nước

Việt Nam không công bố chính thức. Ngoài ra, quy định cũng bắt buộc tổ chức có

tài khoản ngoại tệ tại nước ngoài cũng phải chuyển số dư về Việt Nam sau một

khoảng thời gian. Về cá nhân thì quy định pháp lý hiện tại không đề cập hay chưa

quy định việc cá nhân mở tài khoản ngoại tệ tại nước ngoài và cũng không thể

thống kê được việc công dân Việt Nam ra nước ngoài mở tài khoản tại ngân hàng.

Tuy nhiên, với hàng rào kiểm soát vốn hiện nay thì cá nhân không thể tự chuyển

khoản ngoại tệ vào và ra khỏi Việt Nam qua hệ thống ngân hàng nếu không phù hợp

các quy định về quản lý ngoại hối (vốn dĩ rất hạn chế về mục đích chuyển tiền và

trong một số trường hợp phải có giấy phép). Do đó, CBD cũng không được đưa vào

để tính đô la hóa trong nghiên cứu này.

Cuối cùng, việc sử dụng tỷ số FCD trên cung tiền (M2) vẫn là phương pháp

phổ biến nhất để đánh giá mức độ đô la hóa trong nền kinh tế đặc biệt là ở những

nước mà không có sự hạn chế nào của việc nắm giữ tài khoản định danh bằng đồng

đô la (ví dụ xem Agenor và Khan năm 1996; Clements & Schwartz, 1992;

Rennhack và Nozaki, 2006; Sahay và Végh năm 1996; Savastano, 1996). Tỷ số này

cũng được IMF sử dụng làm tiêu chí phân loại mức độ đô la hóa của các quốc gia

trên thế giới.

Số liệu FCD và M2 theo tỷ VNĐ từ năm 1998 đến 2011

3000000.00

2500000.00

2000000.00

1500000.00

1000000.00

500000.00

0.00

4 0 0 2 3 Q

5 0 0 2 1 Q

8 9 9 1 1 Q

8 9 9 1 3 Q

9 9 9 1 1 Q

9 9 9 1 3 Q

0 0 0 2 1 Q

0 0 0 2 3 Q

1 0 0 2 1 Q

1 0 0 2 3 Q

2 0 0 2 1 Q

2 0 0 2 3 Q

3 0 0 2 1 Q

3 0 0 2 3 Q

4 0 0 2 1 Q

5 0 0 2 3 Q

6 0 0 2 1 Q

6 0 0 2 3 Q

7 0 0 2 1 Q

7 0 0 2 3 Q

8 0 0 2 1 Q

8 0 0 2 3 Q

9 0 0 2 1 Q

9 0 0 2 3 Q

0 1 0 2 1 Q

0 1 0 2 3 Q

1 1 0 2 1 Q

1 1 0 2 3 Q

FCD

Nguồn: Ủy ban Kinh tế của Quốc hội.

Hình 4.1. Biểu đồ thống kê tiền gửi ngoại tệ (FCD) và cung tiền (M2) của

Việt Nam theo tỷ VNĐ từ năm 1998 đến 2011.

Việc sử dụng tỷ số này là hợp lý cho việc ước tính đô la hóa ở Việt Nam, bởi

vì trong thời kỳ nghiên cứu không có hạn chế pháp lý nào về nắm giữ FCD trong hệ

thống ngân hàng trong nước (các ngân hàng được phép nhận tiền gửi bằng ngoại tệ

và trả lãi trên các khoản tiền gửi đó kể từ năm 1988). Nói cách khác, với việc không

hạn chế của chính phủ về nắm giữ ngoại tệ của người dân, lập luận rằng FCD tạo

thành một mối quan hệ ổn định với FCC và CBD để thay đổi trong FCD sẽ phản

ánh đầy đủ những thay đổi trong tổng số ngoại tệ nắm giữ. Komarek và Melecky

(2001) sử dụng tỷ số này để đo lường đô la hóa tại Cộng hòa Séc; Dean (2000) cho

Canada, Viseth (2001) cho Campuchia, Rennhack và Nozaki (2006) cho một nhóm

các nước Mỹ Latinh, Yinusa (2008) cho Nigeria.

4.1.2 Biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa

Về cách đo lường biến động tỷ giá hối đoái, tỷ giá hối đoái được sử dụng

trong nghiên cứu là tỷ giá hối đoái danh nghĩa của đồng Việt Nam so với đồng USD

trên thị trường tự do. Như đã trình bày ở trên, ở Việt Nam tồn tại thị trường phi

chính thức cho ngoại tệ. Nếu như tỷ giá chính thức USD/VND bị ràng buộc bởi biên

độ giao dịch cho phép xoay quanh tỷ giá bình quân liên ngân hàng thì tỷ giá

USD/VND ở thị trường tự do không bị ràng buộc và sẽ phản ứng theo đúng các

điều kiện cung cầu của thị trường ngoại tệ cũng như các yếu tố kinh tế vĩ mô thực

tại. Sự khan hiếm thực sự của USD ở Việt Nam có thể dễ dàng được đánh giá bằng

cách nhìn vào tỷ giá hối đoái trên thị trường tự do hơn là so với tỷ giá chính thức

được điều chỉnh theo mong muốn của chính phủ. Nghiên cứu của Yinusa (2008)

cũng sử dụng tỷ giá hối đoái ở thị trường tự do ở Nigeria khi đo lường biến động tỷ

giá hối đoái.

Theo Abdalla (2012), biến động tỷ giá hối đoái (Exchange rate volatility) là

thước đo sự dao động của tỷ giá hối đoái và cũng đồng thời là thước đo rủi ro. Biến

động có thể được tính theo ngày, tháng, quý hay năm. Căn cứ trên giả định là thay

đổi của tỷ giá hối đoái tuân theo quy luật phân phối chuẩn, biến động tỷ giá tạo ra ý

tưởng tỷ giá có thể thay đổi bao nhiêu trong một giai đoạn. Giống như các tài sản tài

chính khác, biến động tỷ giá hối đoái thường tính bằng độ lệch chuẩn thay đổi của

tỷ giá. Nó là biến không thể quan sát và do đó cách tính là vấn đề mang tính tranh

cãi. Các nghiên cứu gần đây ngày càng chấp nhận các Mô hình phương sai sai số

thay đổi tự hồi quy tổng quát – GARCH (Generalized autoregressive conditional

heteroscedasticity) trong việc đo lường biến động tỷ giá hối đoái (Abdalla, 2012).

Theo Abdalla (2012), hai cách tính biến động thông dụng trong tài chính là

theo biến động lịch sử và hàm ý. Biến động theo lịch sử tính từ giá trị trong quá khứ

của tỷ giá. Từ chuỗi giá trị trong quá khứ, ta có thể tính độ lệch chuẩn của thay đổi

giá và sau đó là biến động hàng năm của tỷ giá. Biến động theo lịch sử cung cấp

đánh giá tốt cho các thay đổi cố thể trong tương lai khi các thị trường tài chính hay

các nền kinh tế không trải qua các thay đổi cấu trúc. Biến động hàm ý là cách đo

lường biến động tính bằng cách ước lượng các nhân tố tham gia thị trường có thể

xảy ra trong tương lai. Chính xác hơn thì biến động hàm ý ước lượng từ giá niêm

yết của một quyền chọn tiền tệ khi các giá trị của tất cả các yếu tố quyết định của

giá của một quyền chọn đã được biết. Căn cứ để ước lượng này là mô hình định giá

quyền chọn Black Scholes, theo đó giá của một quyền chọn được xác định theo các

yếu tố sau đây: mức giá hiện tại của tài sản (tỷ giá hối đoái hoặc một cổ phiếu hay

một loại hàng hóa), giá thực tại đó các tùy chọn có thể được thực hiện, thời gian còn

lại của kỳ hạn của quyền tùy chọn, lãi suất phi rủi ro, và sự biến động của tài sản

(hoặc tỷ giá hối đoái).

Biến động tỷ giá hối đoái giống như biến động của các tài sản tài chính khác,

thay đổi phản ứng theo thông tin. Các nhà giao dịch tiền tệ nhạy cảm với thông tin

có thể ảnh hưởng đến giá trị của đồng tiền so với cái khác. Thông tin quan trọng

nhất là tình hình kinh tế vĩ mô của hai nước đứng sau hai đồng tiền giao dịch. Các

thay đổi trong mức độ không chắc chắn về tương lai kinh tế sẽ làm cho các nhà giao

dịch trở nên lo lắng và ít sẵn sàng hơn trong việc nắm giữ một loại tiền cụ thể. Sự

không chắc chắn về tương lai là lý do quan trọng nhất cho sự thay đổi trong sự biến

động của các thị trường ngoại hối. Thay đổi về tỷ lệ những nhà phòng ngừa rủi ro so

với những nhà đầu cơ cũng có thể thay đổi sự biến động của đồng tiền. Ngân hàng

trung ương các nước cũng có thể ảnh hưởng đến sự biến động của đồng tiền của

mình với thông báo của họ về ý định can thiệp hoặc các hành vi khác trên các thị

trường giao dịch đồng tiền của họ. Thông thường thì các ngân hàng trung ương có

thể ảnh hưởng đến giá trị đồng tiền của họ lớn nhất trong ngắn hạn và họ chắc chắn

có thể gây ra một sự thay đổi trong biến động.

Mô hình phương sai sai số thay đổi tự hồi quy tổng quát - GARCH

(Generalised Autoregressive Conditional Heteroskedasticity):

Mô hình phương sai sai số thay đổi tự hồi quy tổng quát - GARCH được giới

thiệu bởi Bollerslev vào năm 1986, là mô hình tổng quát hóa cao hơn mô hình

ARCH. Mô hình này được sử dụng rộng rãi trong các mô hình toán kinh tế, đặc biệt

là trong phân tích chuỗi thờigian tài chính.

Theo Nguyễn Trọng Hoài và các cộng sự (2009), thì tổng quát mô hình

GARCH(p,q) có dạng:

(1)

𝑌t = 𝛽1 + 𝛽2 + 𝑢t

ut ~ N(0, ht)

𝑞

(2)

ℎ𝑡 = 𝛾0 + ∑ 𝛿𝑖ℎ𝑡−𝑖 + ∑ 𝛾𝑗𝑢𝑡−𝑗

𝑝 𝑖=1

𝑗=1

Phương trình (1) nói lên rằng phương sai ht bây giờ phụ thuộc vào các giá trị

quá khứ của những cú sốc, đại diện bởi các biến trễ của hạng nhiễu bình phương, và

các giá trị quá khứ của bản thân ht, đại diện bởi các biến ht-i. Nếu p=0, có nghĩa là

bậc của AR bằng 0 thì mô hình GARCH(0,q) đơn giản là mô hình ARCH(q).

Phương pháp thông dụng để ước lượng mô hình GARCH(p,q) là phương

pháp ước lượng hợp lý tối đa (Maximum Likelihood Estimation- MLE).

Dạng đơn giản nhất của mô hình GARCH(p,q) là mô hình GARCH(1,1).

Phương trình phương sai của mô hình GARCH(1,1) được thể hiện như sau:

(3)

ht = γ0 + δ1ht−1 + γ1ut−1

Mô hình GARCH(1,1) là một cách biểu diễn thu gọn của mô hình ARCH

(q), với q kéo dài vô tận, qua một vài biến đổi.

Phương trình (3) có thể được viết lại như sau:

ht = γ0 + δht−1 + γ1ut−1

)

= γ0 + δ(γ0 + δht−2 + γ1ut−2

2 ) + γ1ut−1

= γ0 + γ1ut−1

2 + δγ0 + δ2ht−2 + δγ1ut−2

= γ0 + γ1ut−1

2 + δγ0 + δ2(γ0 + δht−3 + γ1ut−3

2 ) + δγ1ut−2

= γ0 + γ1ut−1

2 + δγ0 + δ2γ0+δ3ht−3 + δ2γ1ut−3

2 + δγ1ut−2

…

2 + ⋯

= γ0 + δγ0 + δ2γ0 + ⋯ + γ1ut−1

2 + δγ1ut−2

2 + δ2γ1ut−3

Đặt A =γ0 + δγ0 + δ2γ0 + ⋯ + δ∞γ0

Nếu nhân hai vế của phương trình cho 𝛿 ta sẽ có:

δA =𝛿γ0 + δ2γ0 + δ3γ0 + ⋯ + δ∞γ0

Lấy trừ , rồi sắp xếp lại, ta sẽ có công thức A thu gọn như sau:

A =

γ0 1 − 𝛿

Thế công thức vào phương trình ta sẽ có:

ht =

2 + ⋯ )

+ γ1(ut−1

2 + ut−2

2 + ut−3

γ0 1 − 𝛿

ht =

∞ + γ1 ∑ δj−1 j=1

2 (4) ut−j

γ0 1−𝛿

Phương trình (4) cho thấy mô hình GARCH(1,1) tương đương với mô hình

ARCH bậc vô cùng với các hệ số có xu hướng giảm dần. Vì lý do này với mô hình

GARCH(1,1) có ít hệ số cần ước lượng hơn và vì thế sẽ giúp hạn chế khả năng mất

đi một số bậc tự do trong mô hình.

Ngoài ra, mặc dù đã có nhiều mô hình GARCH được xây dựng lên để đo

lường biến động, tuy nhiên nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rằng các mô

hình GARCH được cho tốt nhất không đưa ra kết quả dự báo tốt hơn mô hình cơ

bản GARCH(1,1) (Hansen và Lunde, 2001; Abdalla, 2012).

Do đó trong phạm vi nghiên cứu này, tôi sử dụng mô hình GARCH(1,1) để

đo lường biến động tỷ giá hối đoái (NERV – Nominal Exchange Rate Volatility).

Kết quả chuỗi biến động tỷ giá hối đoái NERV được cung cấp tại Phụ lục.

4.2. Mô hình nghiên cứu.

4.2.1. Mô hình Véc tơ tự hồi quy (VAR)

Theo Phạm Trí Cao (2007), trong các mô hình nhiều phương trình, một số

biến được coi là nội sinh và một số biến được coi là ngoại sinh hay đã xác định

trước (ngoại sinh cộng với nội sinh trễ). Trước khi ước lượng các mô hình này phải

đảm bảo các phương trình trong hệ được định dạng. Việc định dạng này thường

được thực hiện bằng cách giả thiết rằng một số biến được xác định trước chỉ có mặt

trong một số phương trình. Quyết định này thường mang tính chủ quan và đã bị

nghiên cứu của Christopher Sims (1980) chỉ trích. Theo Sims, nếu tồn tại mối quan

hệ đồng thời giữa một số biến thì các biến này phải được xét có vai trò như nhau,

không có sự phân biệt biến nội sinh và ngoại sinh. Tất cả các biến đều là nội sinh.

Dựa trên tinh thần đó, mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR) do Christopher Sims đề

xuất và xây dựng năm 1980. Mô hình VAR gồm về cấu trúc gồm nhiều phương

trình (mô hình hệ phương trình) và có các trễ của biến số. VAR là mô hình động

của một số biến thời gian.

Mô hình VAR tổng quát đối với Y1 và Y2 là hai chuỗi thời gian có dạng sau

𝜌

đây:

𝑌1𝑡 = 𝛼 + ∑ 𝛽𝑖

𝑌1𝑡−𝑖 + ∑ 𝛾𝑖

𝑌2𝑡−𝑖 + 𝑈1𝑡

𝜌

𝑌2𝑡 = 𝛿 + ∑ 𝜕𝑖

𝑌1𝑡−𝑖 + ∑ 𝜃𝑖

𝑌2𝑡−𝑖 + 𝑈2𝑡

Trong mô hình trên, mỗi phương trình đều chứa trễ của mỗi biến. Với hai

biến mô hình có 22p hệ số góc và 2 hệ số chặn. Vậy trong trường hợp tổng quát nếu

mô hình có k biến thì sẽ có k2p hệ số góc và k hệ số chặn, khi k càng lớn thì số hệ

số phải ước lượng càng tăng.

Theo Phạm Trí Cao (2007), phương pháp VAR ước lượng mô hình như sau:

- Mô hình VAR là một hệ phương trình đồng thời, trong đó tất cả các biến

đều là nội sinh.

- Biến độc lập là các biến nội sinh ở các thời kỳ trễ.

- Nếu các phương trình đều chứa cùng một số biến, tức là độ dài trễ của các

biến trong các phương trình đều giống nhau, thì dùng phương pháp OLS để ước

lượng, không cần dùng tới các phương pháp ước lượng hệ phương trình.

4.2.2. Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test).

Trọng tâm chính của nghiên cứu này là việc xác định mối quan hệ nhân quả

giữa biến động tỷ giá hối đoái và đô la hóa. Do đó, cặp kiểm định quan hệ nhân quả

Granger giữa biến động tỷ giá hối đoái (NERV) và chỉ số đô la hóa (DI) được ước

lượng thông qua kỹ thuật véc tơ tự hồi quy (mô hình VAR). Phương pháp Granger

(1969) giải quyết vấn đề liệu x có tác động gây ra y để biết bao nhiêu giá trị y hiện

tại có thể được giải thích bởi giá trị quá khứ của y và sau đó xem liệu thêm giá trị

độ trễ của x có cải thiện giải thích. y được cho là được gây ra (Granger-caused) bởi

x nếu x giúp dự đoán y, hoặc tương đương nếu các hệ số độ trễ x có ý nghĩa thống

kê. Chú ý rằng quan hệ nhân quả 2 chiều là trường hợp thông thường, x gây ra y và

y gây ra x.

Cần lưu ý rằng mệnh đề "x gây ra y" không hàm ý y là kết quả của x. Quan

hệ nhân quả Granger định lượng sự ưu tiên và nội dung thông tin chứ không tự chỉ

ra quan hệ nhân quả theo nghĩa thông thường của thuật ngữ này. Từ định nghĩa trên,

dẫn đến lựa chọn độ trễ tối ưu của các biến quan tâm được đưa vào mô hình đóng

một vai trò then chốt trong việc xác định quan hệ nhân quả Granger phù hợp. Thật

vậy, lựa chọn độ trễ sai có thể gây ra từ chối hay chấp nhận sai không có quan hệ

nhân quả. Do đó, tốt hơn là sử dụng trễ lớn hơn thay vì trễ ít hơn, trong việc thực

hiện kiểm định quan hệ nhân quả Granger, vì lý thuyết được diễn đạt với sự xác

đáng của tất cả các thông tin trong quá khứ. Do đó, nghiên cứu lựa chọn độ trễ tối

ưu được đề xuất bởi các tiêu chuẩn Akaike Information Criteria (AIC) và Schwarz

Information Criterion (SIC). Đây là một lựa chọn hợp lý khi xác suất của việc chấp

nhận hay từ chối sai giả thuyết không của không có quan hệ nhân quả (no-causality)

sẽ giảm đáng kể (Hamilton, 1994; Lutkepohl, 1993). Điều này tương ứng với sự tin

tưởng hợp lý về mức thời gian dài nhất mà một trong các biến có thể giúp dự đoán

cái khác.

Với VAR 2 biến mô tả x và y, y không gây ra (Granger-cause) x nếu các ma

trận hệ số ∅j có dạng tam giác dưới với tất cả j:

[

] = [

] + (

] + ⋯

𝑥𝑡 𝑦𝑡

𝑐1 𝑐2

𝑥𝑡−1 𝑦𝑡−1

𝑥𝑡−2 𝑦𝑡−2

1 ∅11 1 ∅21

0 1 ) [ ∅22

2 ∅11 2 ∅21

0 2 ) [ ∅22

(5)

+ (

] + [

]

𝑥𝑡−𝜌 𝑦𝑡−𝜌

𝜀1𝑡 𝜀2𝑡

𝜌 ∅11 𝜌 ∅21

0 𝜌 ) [ ∅22

Từ hàng đầu tiên, dự báo một kỳ trước tối ưu của x không phụ thuộc vào giá

2 𝑥𝑡−1 + ⋯

1 𝑥𝑡 + ∅11

trị trễ của y nhưng vào các giá trị trễ của chính nó:

𝐸(𝑥𝑡+1|𝑥𝑡, 𝑥𝑡−1, … , 𝑦𝑡, 𝑦𝑡−1, … ) = 𝑐1 + ∅11

(6)

𝜌 𝑥𝑡−𝜌+1

+∅11

Để thực hiện kiệm định này, sử dụng độ trễ tự hồi quy tối ưu ρ được đề xuất

bởi các tiêu chuẩn thông tin khác nhau và phương trình (7) được ước lượng:

𝑍𝑡 = (𝐷𝐼𝑡, 𝑁𝐸𝑅𝑉𝑡)𝑡 (7)

theo mô hình VAR. Zt là véc tơ cột của các biến. Chi tiết hơn:

𝐷𝐼𝑡 = 𝑐1 + 𝛼1𝐷𝐼𝑡−1 + 𝛼2𝐷𝐼𝑡−2 + ⋯ + 𝛼𝜌𝐷𝐼𝑡−𝜌

+𝛽1𝑁𝐸𝑅𝑉𝑡−1 + 𝛽2𝑁𝐸𝑅𝑉𝑡−2 + ⋯ + 𝛽𝜌𝑁𝐸𝑅𝑉𝑡−𝜌 (8)

𝑁𝐸𝑅𝑉𝑡 = 𝑐2 + 𝛼1𝑁𝐸𝑅𝑉𝑡−1 + 𝛼2𝑁𝐸𝑅𝑉𝑡−1 + ⋯ + 𝛼𝜌𝑁𝐸𝑅𝑉𝑡−𝜌

+𝛽1𝐷𝐼𝑡−1 + 𝛽2𝐷𝐼𝑡−2 + ⋯ + 𝛽𝜌𝐷𝐼𝑡−𝜌 (9)

cho tất cả các cặp có thể của DIt và NERVt và ρ là độ trễ tối ưu chấp thuận trong

nghiên cứu này. Các thống kê F được báo cáo là thống kê Wald cho giả thuyết

chung: 𝛽1 = 𝛽2 = ⋯ = 𝛽𝑝 = 0 cho từng phương trình. Do đó, giả thuyết không

là NERVt không gây ra DIt ở phương trình (8) và DIt không gây ra NERVt ở

phương trình (9). Giả thuyết không là NERVt (DIt) không gây ra DIt (NERVt) bị từ

chối nếu các hệ số βi là cùng khác không có ý nghĩa. Quan hệ nhân quả hai chiều

(hoặc phản hồi) tồn tại nếu các hệ số βi là cùng khác không trong cả hai phương

trình.

4.3. Các kiểm định mô hình.

4.3.1. Kiểm định tính dừng.

Tính không dừng là một đặc điểm chính của dữ liệu chuỗi thời gian. Do đó,

điểm khởi đầu trong bất kỳ nghiên cứu thực nghiệm liên quan đến chuỗi thời gian sẽ

là nghiên cứu đặc điểm này trước khi ước lượng.

Để kiểm định quan hệ nhân quả, điều quan trọng là đảm bảo các chuỗi là

dừng để tránh từ chối hoặc chấp nhận quan hệ nhân quả sai. Có nghĩa là giá trị trung

bình bằng 0 và phương sai không đổi theo thời gian và giá trị hiệp phương sai giữa

hai khoảng thời gian chỉ phụ thuộc vào khoảng cách giữa hai khoảng thời gian mà

không phụ thuộc vào thời gian thực tế mà hiệp phương sai được tính. Kiểm định

nghiệm đơn vị được sử dụng phổ biến và rộng rãi để kiểm định tính dừng của chuỗi

thời gian, có nghiệm là chuỗi thời gian không dừng.

Kiểm định Dickey Fuller (DF) áp dụng với các hồi quy được thực hiện ở các

dạng sau:

ΔYt = δYt-1 + ut

ΔYt = β1 + δYt-1 + ut

ΔYt = β1 + β2t + δYt-1 + ut (10)

Trong đó, t là biến xu hướng hoặc biến thời gian. Trong mỗi trường hợp giả

thuyết H0 sẽ là δ = 0, tức là có nghiệm đơn vị.

Nếu số hạng sai số ut là tự tương quan, ta sẽ biến đổi (10) thành:

ΔYt = β1 + β2t + δYt-1 + αi ∑ ΔYt-i

+ εt

m i=1

Với Δ𝑌𝑡−1=𝑌𝑡−1−𝑌𝑡−2, Δ𝑌𝑡−2= 𝑌𝑡−2−𝑌𝑡−3, tức là sử dụng các số hạng sai phân

của độ trễ. Số lượng các số hạng sai phân của độ trễ cần có thường được xác định

bằng thực nghiệm – Khái niệm về việc cần phải có bao nhiêu số hạng để có hạng sai

số trong phương trình (3.5) là độc lập với chuỗi. Giả thuyết H0 vẫn là δ = 0 hoặc ρ

= 1, có nghĩa là Y có nghiệm đơn vị (Y là không dừng). Khi kiểm định DF được áp

dụng cho các mô hình như (3.5), nó được gọi là kiểm định Augumented Dickey-

Fuller (ADF). Trị thống kê của kiểm định ADF có cùng một phân bổ tiệm cận giống

như trị thống kê DF, do vậy có thể sử dụng các giá trị tới hạn giống nhau.

Phillips-Perron (1988) đã phát triển một số kiểm định nghiệm đơn vị mà nó

đã trở nên phổ biến trong phân tích chuỗi thời gian tài chính. Kiểm định nghiệm

đơn vị theo phương pháp Phillips-Perron khác với kiểm định ADF chủ yếu trong

cách họ giải quyết tương quan chuỗi và phương sai không đồng nhất của phần sai

số. Đặc biệt, trong khi kiểm định ADF sử dụng tham số tự hồi quy để ước tính cấu

trúc của sai số ARMA trong phân tích hồi quy, kiểm định PP bỏ qua bất kỳ tương

quan chuỗi trong phân tích hồi quy. Phân tích hồi quy cho kiểm định PP là:

Δyt = β + Dt + πyt-1 + ut

Trong đó 𝑢𝑡 là I(0) và có thể có phương sai không đồng nhất. Kiểm định PP

sẽ khắc phục được tương quan chuỗi và phương sai không đồng nhất của sai số 𝑢𝑡

của phân tích hồi quy bằng cách điều chỉnh trực tiếp kiểm định thống kê 𝑡𝜋=0 và T𝜋̂.

Những thống kê được điều chỉnh, ký hiệu 𝑍𝑡 và 𝑍𝜋, được đưa ra bởi:

𝑍𝑡 = (

(

) (

)

) 𝑡𝜋=0 −

1 2

𝑇. 𝑆𝐸(𝜋̂) 𝜎̂ 2

𝜎̂2 λ̂2

λ̂2 − 𝜎̂ 2 λ̂2

(λ̂2 − 𝜎̂ 2)

𝑍𝜋 = 𝑇𝜋̂ −

1 2

𝑇. 𝑆𝐸(𝜋̂) 𝜎̂2

là ước tính phù hợp của các tham số biến đổi Các thuật ngữ 𝜎̂ 2 và λ̂2

𝜎2 = lim 𝑇→∞

𝑇 2] 𝑇−1 ∑ 𝐸[𝑢𝑡 𝑡=1

λ2 = lim 𝑇→∞

𝑇 2] ∑ 𝐸[𝑇−1𝑆𝑡 𝑡=1

𝑇 𝑡=1

. Trong đó, 𝑆𝑇 = ∑ 𝑢𝑡

Giả thiết H0 là π = 0, thống kê Zt và Zπ của phương pháp Phillip-Perron có

phân phối tiệm cận giống như thống kê t và thống kê chuẩn hóa của phương pháp

ADF. Lợi ích của kiểm định theo PP so với kiểm định ADF là cho phép phương sai

không đồng nhất của sai số ut và không sử dụng chiều dài độ trễ cho phân tích hồi

quy.

Trong luận văn này, tính dừng của các biến NERV và DI được phân tích

bằng cách sử dụng kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron

(PP).

4.3.2 Kiểm tra độ trễ phù hợp.

Đối với chuỗi thời gian điều quan trọng cần chú ý là lựa chọn độ trễ phù hợp

để phân tích vì độ trễ có thể ảnh hưởng đến kết quả. Do đó, lựa chọn độ trễ theo tiêu

chuẩn phù hợp là cần thiết. Nghiên cứu này sử dụng độ trễ đề xuất theo tiêu chuẩn

thông tin Akaike AIC (Akaike Information Criterion) và Schwarz Information

Criterion (SIC).

Tiêu chuẩn thông tin Akaike AIC (Akaike Information Criterion):

Tiêu chuẩn AIC do Akaike (1974) đề xuất và được tính như sau:

𝐴𝐼𝐶 = 𝑒2𝑘/𝑛

∑ 𝑢̂𝑖 𝑛

= 𝑒2𝑘/𝑛 𝑅𝑆𝑆 𝑛

Với k là số biến giải thích (bao gồm cả số hạng chặn) và n là số quan sát, có

thể biểu diễn như sau:

𝐿𝑛𝐴𝐼𝐶 =

+ 𝐿𝑛 (

)

2𝑘 𝑛

𝑅𝑆𝑆 𝑛

Với LnAIC là log theo cơ số tự nhiên của AIC. Trong một số phần mềm xác

định AIC theo dạng log. Với biểu thức đã cho, AIC chịu sự nghiêm ngặt hơn so với

hệ số xác định khi thêm biến vào trong mô hình. Trong khi so sánh hai hay nhiều

mô hình, mô hình nào có AIC nhỏ sẽ được chọn. Một tiện lợi của AIC là rất hữu ích

không chỉ trọng nội mẫu mà còn thực hiện dự đoán ngoài mẫu. Nó còn thường được

sử dụng để xác định độ trễ trong mô hình tự hồi quy AR(p).

Tiêu chuẩn thông tin Schwarz (Schwarz Information Criterion SIC):

Tương tự như AIC, tiêu chuẩn SIC do Schwarz (1978) đề xuất, được xác

định như sau:

𝑆𝐼𝐶 = 𝑛𝑘/𝑛

∑ 𝑢̂𝑖 𝑛

= 𝑛𝑘/𝑛 𝑅𝑆𝑆 𝑛

Hoặc theo dạng log:

𝐿𝑛𝑆𝐼𝐶 =

𝐿𝑛(𝑛) + 𝐿𝑛 (

)

𝑘 𝑛

𝑅𝑆𝑆 𝑛

SIC chịu sự nghiêm ngặt hơn AIC. Như AIC, giá trị của SIC nhỏ, mô hình

hơn. tốt

4.3.3 Kiểm định đồng liên kết.

Engle và Granger (1987) cho rằng chuỗi thời gian có thể không dừng ở dữ

liệu ban đầu nhưng chúng có thể dừng sau khi lấy sai phân, và kết hợp tuyến tính

của các chuỗi dữ liệu không dừng sẽ là một chuỗi dừng thì ta nói chúng có quan hệ

đồng liên kết hay có mối quan hệ dài hạn.

Các chuỗi ngẫu nhiên 𝑦1,y2,…,𝑦𝑚 được gọi là đồng liên kết nếu:

- Chúng là I(p).

- Tồn tại tổ hợp tuyến tính của chúng mà tổ hợp này là I(d) trong đó d

Như vậy các chuỗi I(1) 𝑦1,y2,…,𝑦𝑚 được gọi là đồng liên kết nếu tồn tại các

tham số 𝜆1,𝜆2,…,𝜆𝑚 không đồng thời bằng 0 sao cho: 𝜆1𝑦1 + 𝜆2𝑦2 + ⋯ +𝜆𝑚𝑦𝑚 là

chuỗi I(0).

Từ định nghĩa ta thấy rằng nếu (𝜆1𝑦1 + 𝜆2𝑦2 + ⋯ +𝜆𝑚𝑦𝑚) là I(0) thì (𝜆′1𝑦1 +

𝜆′2𝑦2 + ⋯ + 𝜆′𝑚𝑦𝑚) cũng là I(0) với 𝜆′𝑖=𝑎𝜆𝑖. Do đó người ta thường chuẩn hóa véctơ

đồng liên kết bằng cách cho một trong các 𝜆𝑖 nhận giá trị 1, và khi đó mỗi biểu thức

I(0): (𝜆1𝑦1 + 𝜆2𝑦2 + ⋯ +𝜆𝑚𝑦𝑚) được gọi là một quan hệ đồng liên kết, và véc tơ

(𝜆1,𝜆2,…,𝜆𝑚) là véc tơ đồng liên kết.

Khái niệm về đồng liên kết liên quan chặt chẽ đến khái niệm về quan hệ cân

bằng dài hạn. Hình dung rằng nếu hai chuỗi số là đồng liên kết bậc 1 thì theo định

nghĩa trên khoảng cách (theo một nghĩa nào đó) giữa hai chuỗi này là chuỗi dừng.

Điều này có nghĩa là: nếu hai biến này tại một thời điểm nào đó sai lệch ra khỏi xu

hướng thay đổi chung thì sự sai lệch này không thể duy trì trong dài hạn. Như vậy

có nghĩa là tồn tại một mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa hai chuỗi số này.

Trong trường hợp nhiều biến nếu các biến được xem xét là tích hợp bậc 1

nhưng kết hợp tuyến tính của các biến tích hợp là I(0), thì các biến này được gọi là

đồng liên kết (Enders, 2004). Với chuỗi không dừng, phân tích đồng liên kết được

sử dụng để kiểm tra liệu có tồn tại bất kỳ mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Để

kiểm định đồng liên kết thì phương pháp Engle – Granger (1987) hoặc phương pháp

Johansen – Juselius (1990) được sử dụng. Phương pháp Engle – Granger chỉ cho

phép một mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong khi phương pháp Johansen

– Juselius cho phép xác định nhiều mối quan hệ đồng liên kết. Nếu chỉ có hai biến

trong mô hình, thì hai phương pháp này không có gì khác nhau. Tuy nhiên, nếu mô

hình có nhiều hơn hai biến, thì phương Johansen là tốt hơn phương pháp Engle –

Granger vì nó cho phép có nhiều mối quan hệ đồng liên kết. Do đó, tôi sẽ sử dụng

phương pháp Johansen để kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong

bài nghiên cứu này. Tuy nhiên, điều kiện cần thiết để sử dụng kỹ thuật đồng liên kết

là các biến được xem xét phải có cùng bậc tích hợp và kết hợp tuyến tính của các

biến tích hợp phải dừng, nghĩa là không có nghiệm đơn vị.

Kiểm định này được dựa trên nguyên tắc sau: Việc xác định số hàng độc lập

tuyến tính được tính dựa trên số các giá trị riêng khác 0 của ma trận. Do đó số quan

hệ đồng liên kết chính là số giá trị riêng khác 0 của ma trận Π.

Kiểm định vết (trace test):

H0: số quan hệ đồng tích hợp ≤ r

H1: số quan hệ đồng tích hợp > r

𝑛

Thống kê sử dụng là:

𝜆𝑡𝑟𝑎𝑐𝑒(𝑟) = −𝑇 ∑ 𝑙𝑛(1 − 𝜆̂

𝑖)

𝑟+1

Kiểm định dựa trên giá trị riêng lớn nhất:

H0: số quan hệ đồng tích hợp = r

H1: số quan hệ đồng tích hợp = r+1

Thống kê sử dụng là:

𝜆𝑚𝑎𝑥(𝑟, 𝑟 + 1) = −𝑇𝑙𝑛(1 − 𝜆̂

𝑖)

Trong đó các ước lượng của các giá trị riêng được xếp theo thứ tự từ lớn đến

bé. Các kiểm định này đều mang tính tuần tự và được thực hiện từ trên xuống và

dừng khi nào giả thiết H0 bị bác bỏ.

Chương 5 – Kết quả nghiên cứu.

5.1. Kiểm định tính dừng.

Sử dụng kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP)

cho các chuỗi số liễu của các biến NERV và DI. Kết quả đối với từng biến NERV

và DI được trình bày trong các bảng 5.1, 5.2, 5.3 và 5.4 sau đây :

- Biến NERV:

Bảng 5.1. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với biến NERV.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.2. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với biến NERV.

Nguồn: Tác giả tự tính toán

- Biến DI:

Bảng 5.3. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với biến DI.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.4. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với biến DI.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Kết quả trên cho thấy với cả hai kiểm định Augmented Dickey-Fuller và

Phillips-Perron các chuỗi dữ liệu của hai biến NERV và DI có nghiệm đơn vị tức là

không dừng ở mức ý nghĩa 1% .

Tuy nhiên,giả thiết H0 bị bác bỏ tại tất cả các mức ý nghĩa sau khi lấy sai

phân bậc một của các chuỗi dữ liệu của hai biến. Điều này kết luận rằng các biến

đều dừng ở sai phân bậc một theo kết quả ở các bảng 5.5, 5.6, 5.7 và 5.8 sau đây:

- Sai phân bậc một của biến NERV:

Bảng 5.5. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với sai phân bậc một

của biến NERV.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.6. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với sai phân bậc một của biến

NERV.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

- Sai phân bậc một của biến DI:

Bảng 5.7. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với sai phân bậc một

của biến DI.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.8. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với sai phân bậc một của biến DI.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

5.2. Kiểm tra độ trễ phù hợp.

Bảng 5.9 sau đây mô tả kết quả các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ. Căn cứ theo

tiêu chuẩn Akaike Information Criteria (AIC) và Schwarz Information Criterion

(SIC) thì độ trễ đề nghị lựa chọn là 1 ở mức ý nghĩa 5%.

Bảng 5.9. Kết quả các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

5.3. Kiểm định đồng liên kết.

Do các biến NERV và DI được sử dụng trong mô hình đều không dừng ở

I(0) nên có thể xảy ra khả năng có véc tơ đồng liên kết. Nghiên cứu sử dụng phương

pháp Johansen và Juselius (1990) để thực hiện kiểm định giả thuyết này.

Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H0 (không tồn tại quan hệ đồng

liên kết), ta so sánh giá trị “Trace Statistic” với giá trị phê phán (critical value) ở

mức ý nghĩa xác định là 5%:

- Nếu Trace Statistic < Critical Value, ta chấp nhận giả thiết H0.

- Nếu Trace Statistic > Critical Value, ta bác bỏ giả thiết H0.

Bảng 5.10. Kết quả kiểm định đồng liên kết

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Kết quả từ bàng 5.10 cho thấy ta chấp nhận giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5%,

tức là không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến NERV và DI trong mô

hình. Như vậy, không tồn tại quan hệ dài hạn giữa hai biến NERV và DI.

5.4. Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test).

Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test) dựa trên mô hình

VAR được thực hiện giữa hai biến là biến động tỷ giá hối đoái (NERV) và chỉ số đô

la hóa (DI) với các giả thiết H0 chỉ số đô la hóa không có ảnh hưởng (quan hệ tác

động) đến biến động tỷ giá hối đoái và biến động tỷ giá hối đoái không có ảnh

hưởng (quan hệ tác động) đến chỉ số đô la hóa.

Kết quả được báo cáo trong các bảng 5.11, 5.12 và 5.13 sau đây:

Bảng 5.11. Kết quả hồi quy VAR.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.12. Kết quả hồi quy VAR.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.13 Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Từ kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger ở bảng 5.13, ta bác bỏ giả

thiết H0 là chỉ số đô la hóa không có ảnh hưởng đến biến động tỷ giá hối đoái nhưng

không thể bác bỏ giả thiết H0 là biến động tỷ giá hối đoái không có ảnh hưởng đến

chỉ số đô la hóa.

Đồng thời, theo kết quả hồi quy VAR ở bảng 5.12 chỉ ra rằng chỉ số đô la

hóa có tương quan tỷ lệ thuận với biến động tỷ giá hối đoái.

5.5. Kiểm tra tính ổn định của mô hình VAR.

Việc ước lượng VAR cần lưu tâm ở chỗ là phải kiểm tra tính ổn định của hệ

thống, do đó từ kết quả hồi quy VAR trình bày ở trên, thực hiện kiểm tra tính ổn

định của VAR theo phương pháp đề xuất bởi Lutkepohl (2005) and Hamilton

(1994).

Từ bảng 5.14 và hình 5.1, kết quả cho thấy VAR ổn định do các nghiệm của

đa thức đặc trưng đều nhỏ hơn 1và nằm trong vòng tròn đơn vị:

Bảng 5.14 Kết quả kiểm tra tính ổn định của VAR.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Hình 5.1 Kết quả kiểm tra tính ổn định của VAR (Vòng tròn đơn vị).

5.6. Kiểm định tính dừng các phần dư của VAR.

Ta xem xét tính phù hợp của mô hình VAR đối với chuỗi dữ liệu bằng cách

kiểm định tính dừng của các phần dư. Nếu phần dư dừng thì mô hình nhận được là

phù hợp và ngược lại. Kiểm định tính dừng của phần dư bằng cách sử dụng kiểm

định ADF và PP. Kết quả kiểm định theo các bảng 5.15, 5.16, 5.17 và 5.18 cho thấy

phần dư của mô hình đều dừng ở I(0), có nghĩa là chuỗi dữ liệu phù hợp với mô

hình.

Bảng 5.15. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với phần dư của

biến NERV.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.16. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với phần dư của

biến DI.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.17. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với phần dư của biến NERV.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

Bảng 5.18. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với phần dư của biến DI.

Nguồn: Tác giả tự tính toán.

5.7 Gợi ý từ kết quả nghiên cứu.

Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger trên rõ ràng cho thấy đô la hóa

có tác động đến biến động tỷ giá hối đoái ở Việt Nam và đặt ra các vấn đề chính

sách cần phải xem xét là: thứ nhất đô la hóa có nên cắt giảm không, thứ hai là chính

sách tỷ giá nào cần áp dụng để bảo đảm ổn định kinh tế vĩ mô và hệ thống tài chính.

Chiều của quan hệ nhân quả chỉ ra rằng Việt Nam không phải là một lựa chọn cho

việc đô la hóa vì nó gây ra biến động tỷ giá hối đoái có thể tạo ra bất ổn kinh tế vi

mô và vĩ mô. Đó là do đô la hóa có thể làm trầm trọng thêm độ nhạy cảm của quốc

gia qua mức độ rủi ro tỷ giá. Ngoài ra, Việt Nam dường như không đáp ứng các

điều kiện của khu vực tiền tệ tối ưu cho đô la hóa: lớn, mở nhưng không liên kết

chặt chẽ với Mỹ về tài chính và thương mại (Eichengreen, 2001).

Từ kết quả nghiên cứu, ta thấy tác động của đô la hóa trong việc đảm bảo ổn

định tỷ giá hối đoái (qua đó là ổn định tài chính) đòi hỏi yêu cầu phải giảm bớt sự

đô la hóa. Tuy nhiên, bởi vì giảm bớt đô la hóa ảnh hưởng đến các cơ hội lựa chọn

tối ưu hóa danh mục đầu tư của người dân và tổ chức trong nước nên có thể nó sẽ

dẫn đến những kết quả không mong muốn khác. Người dân hay tổ chức sẽ mất đi

khả năng đa dạng hóa danh mục của họ mà qua đó là mất đi lựa chọn phòng ngừa

rủi ro. Thực tế hiện nay ở Việt Nam các lựa chọn phòng ngừa rủi ro cho nhà đầu tư

vẫn còn hạn chế (nhà đầu tư có rất ít sự lựa chọn đa dạng hóa danh mục đầu tư).

Bên cạnh đó, có thể xảy ra các tổn thất lợi ích khác, vì vậy khi xây dựng các chính

sách làm giảm bớt đô la hóa cần phải tính đến các thiệt hại này. Tuy nhiên, cũng cần

nhất mạnh rằng các hoạt động kinh tế quốc gia sẽ rất khó phát triển trong một môi

trường có đặc thù biến động tỷ giá hối đoái với hiệu ứng truyền dẫn đến nền kinh tế

trong nước, do đó chính phủ sẽ phải xem xét cân bằng nhu cầu lợi ích của người dân

nắm giữ tài sản với các mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô tổng thể.

Người nắm giữ tài sản ở Việt Nam phải đối mặt một trong những vấn đề

quan trọng là bị hạn chế các lựa chọn phòng ngừa rủi ro lạm phát kéo dài trong

nhiều năm. Họ tìm kiếm các lựa chọn thay thế tiền đồng trong việc bảo toàn tài sản

của họ. Các lựa chọn có thể là tài sản vật chất (vàng) và ngoại tệ mà tương đối ổn

định về giá trị giúp họ bảo toàn trong môi trường kinh tế lạm phát cao. Do đó một

biện pháp có thể hiệu quả để giảm thiểu đô la hóa là thực hiện chính sách tiền tệ

theo hướng tăng lợi ích trong việc nắm giữ tiền đồng ở mức hợp lý để khuyến khích

sử dụng đồng nội tệ, hạn chế sử dụng ngoại tệ. Công cụ có thể sử dụng là tăng dự

trữ bắt buộc áp dụng đối với tiền gửi ngoại tệ cao hơn nhiều so với tiền đồng hay

trần lãi suất đối với tiền gửi ngoại tệ. Yêu cầu tăng dự trữ bắt buộc đối với các

khoản tiền gửi ngoại tệ sẽ làm giảm biên độ lợi nhuận của các ngân hàng có nghiệp

vụ kinh doanh bằng đô la, qua đó làm giảm động cơ thu hút tiền gửi ngoại tệ của

ngân hàng. Biện pháp áp đặt trần lãi suất tiền gửi ngoại tệ là biện pháp mang nặng

tính hành chính mà thực tế hiện nay Việt Nam đang áp dụng (Ngân hàng Nhà nước

Việt Nam quy định trần lãi suất huy động đô la Mỹ đối với cá nhân là không vượt

quá 1%/năm, trần lãi suất tiền gửi USD đối với tổ chức là 0,25%/năm). Ảnh hưởng

mong muốn của biện pháp này là khuyến khích sự gia tăng chuyển đổi từ các khoản

tiền gửi bằng ngoại tệ sang đồng Việt Nam và đồng ngoại tệ được đẩy ra khỏi các

ngân hàng vào lưu thông. Tuy nhiên dù đang cho thấy hiệu quả nhưng biện pháp

này có thể sẽ dẫn đến làm bóp méo quan hệ cung cầu lãi suất ngoại tệ và tồn tại các

quan hệ ngoài luồng để lách trần lãi suất này.

Tương tự như việc áp đặt trần lãi suất ngoại tệ, trong thời gian gần đây, chính

phủ Việt Nam đã có những bước đi hạn chế tình trạng đô la hóa trong lưu thông

bằng cách ngày càng giới hạn các hành vi sử dụng ngoại tệ được phép trên lãnh thổ

Việt Nam và tăng nặng mức xử phạt vi phạm hành chính. Ví dụ như hành vi niêm

yết giả cả hàng hóa, dịch vụ bằng ngoại tệ không được phép có thể bị xử phạt tối đa

đến năm trăm triệu đồng Việt Nam (Nghị định số 95/2011/NĐ-CP ngày 20/10/2011

của Chính phủ sửa đổi, bổ sung một số điều của Nghị định số 202/2004/NĐ-CP).

Biện pháp này hướng đến mục tiêu làm giảm chức năng thay thế đồng nội tệ của

ngoại tệ trong việc niêm yết giá cả và phương tiện thanh toán. Kết quả của biện

pháp này đã có những tác động tâm lý nhất định đến người dân và tổ chức và có ý

nghĩa tuyên truyền nâng cao vị thế của tiền đồng.

Một biện pháp hiệu quả khác để hạn chế đô la hóa là thực hiện các biện pháp

kiểm soát vốn hoặc ngăn cấm tiền gửi ngoại tệ. Tuy nhiên biện pháp này sẽ mang

đến kết quả không mong muốn là đảo ngược sự mở của của nền kinh tế Việt Nam

(đảo ngược xu thế tự do hóa tài chính và hội nhập thị trường thế giới), vì vậy lựa

chọn này chỉ mang tính chất giải pháp tạm thời. Trong thực tế, Việt Nam là một

trong những nước có lượng kiều hối chuyển về hàng năm cao nhất thế giới và luôn

có chính sách đảm bảo khuyến khích thu hút kiều hối chuyển về nước. Thực hiện

các biện pháp kiểm soát vốn hoặc ngăn cấm tiền gửi ngoại tệ sẽ dẫn đến thiệt hại

đáng kể về kiều hối. Đánh đổi nguồn kiều hối từ nước ngoài chuyển về với doanh số

hàng năm trên 10 tỷ USD sẽ gây thiệt hại lớn cho nền kinh tế và có những tác động

chính trị và xã hội nhất định.

Ngoài ra, do quy mô của đất nước, khoảng cách và quan hệ thương mại với

Mỹ, sau khi một số điều kiện kinh tế vĩ mô được đáp ứng thì việc lựa chọn chính

sách khả thi để đảo ngược đô la hóa là thả nổi đồng tiền của mình. Tuy nhiên, phải

theo một trình tự thích hợp mà cụ thể là khi hệ thống tài chính được củng cố thành

công: xây dựng ngân hàng trung ương thực sự độc lập, củng cố quản lý và giám sát

hệ thống ngân hàng, cải thiện vốn hóa hệ thống ngân hàng và ổn định hệ thống tài

chính nói chung, phát triển các tài sản đồng nội tệ mà đảm nhận như là lựa chọn

thay thế cho tiền tệ trong nước và cân bằng tài khóa bền vững. Theo hướng này,

những nỗ lực hiện tại tái củng cố thị trường tài chính thời gian qua của Chính phủ

và Ngân hàng Nhà nước là đáng khen ngợi. Sự ổn định đáng chú ý của tỷ giá

USD/VND trong thời gian gần đây (năm 2013 và 2014) và các bước cơ cấu hệ

thống ngân hàng có thể là biểu hiện của một ngân hàng trung ương chủ động hơn

trong việc thực thi chính sách tiền tệ và có đủ khả năng thực hiện các chương trình

cải cách để tái cấu trúc hệ thống ngân hàng. Điều này góp phần trong việc giảm đô

la hóa và do đó tạo sự ổn định tỷ giá hối đoái.

Cuối cùng, trong khi bằng chứng thực nghiệm trình bày ở trên chỉ ra rằng đô

la hóa tác động đến biến động tỷ giá hối đoái, cũng cần phải lưu ý rằng có rất nhiều

yếu tố kinh tế vĩ mô hay các cú sốc khác có thể gây ra sự bất ổn của tỷ giá hối đoái

bên cạnh đô la hóa. Do đó, không thể chắc chắn trong việc xem xét đô la hóa nên

chiếm ưu thế trước các yếu tố khác khi xây dựng chính sách tỷ giá. Điều cần thiết là

phải phân tích một cách rõ ràng tác động của đô la hóa trong việc xây dựng và thực

thi chính sách tỷ giá.

Chương 6 – Kết luận.

Bài luận văn nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái danh

nghĩa và đô la hóa ở Việt Nam bằng cách sử dụng kiểm định quan hệ nhân quả

Granger với dữ liệu về số dư tiền gửi ngoại tệ, cung tiền và tỷ giá hối đoái danh

nghĩa của USD/VND từ quý 1 năm 1998 đến quý 3 năm 2011. Luận văn kế thừa

một số nghiên cứu về đô la hóa và biến động tỷ giá hối đoái. Các nghiên cứu lý

thuyết và thực nghiệm trước đây về các vấn đề này cho ra những kết quả trái ngược.

Do đó, nghiên cứu này là một đóng góp cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm

cho phân tích mối quan hệ giữa giữa biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa và đô la

hóa ở Việt Nam. Kết quả thực nghiệm cho thấy hỗ trợ chiều quan hệ nhân quả từ đô

la hóa đến biến động tỷ giá hối đoái còn chiều quan hệ ngược lại thì không. Điều

này cho thấy các chính sách nhằm giảm biến động tỷ giá hối đoái ở Việt Nam phải

bao gồm các biện pháp cụ thể giải quyết vấn đề đô la hóa. Một trong các giải pháp

ngắn hạn có thể phù hợp trong trường hợp này là thực hiện chính sách tiền tệ theo

hướng tăng lợi ích trong việc nắm giữ tiền đồng ở mức hợp lý để khuyến khích sử

dụng đồng nội tệ, hạn chế sử dụng ngoại tệ song song với việc cơ sở hạ tầng tài

chính và pháp lý phải được cải thiện.

Tuy vậy, luận văn còn tồn tại những hạn chế nhất định. Do hạn chế về số liệu

nên khoảng thời gian phân tích chỉ bắt đầu từ quý 1 năm 1998 đến quý 3 năm 2011.

Nếu khoảng thời gian phân tích dài hơn và lùi sâu về những năm trước tương ứng

với thời kỳ vừa mở cửa kinh tế của Việt Nam có thể sẽ cho cái nhìn tổng quát hơn

và chi tiết về vấn đề đô la hóa và vấn đề biến động tỷ giá hối đoái và mối quan hệ

giữa hai vấn đế này.

Ngoài ra, để xác định biến động tỷ giá hối đoái, như trình bày lý do lựa chọn

tại luận văn, tôi sử dụng mô hình GARCH(1,1). Mặc dù kết quả của các mô hình

GARCH khác đến nay vẫn chưa tốt hơn GARCH(1,1) theo một số nghiên cứu,

nhưng nếu có phân tích chi tiết và kiểm định các lựa chọn mô hình GARCH tối ưu

cho vấn đề đo lường biến động tỷ giá hối đoái ở Việt Nam có thể cho ra các kết quả

chính xác hơn về chuỗi biến động tỷ giá hối đoái.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT

Nguyễn Anh Tuấn (2011). Hiện tượng đô la hoá: Kinh nghiệm quốc tế và bài học

cho Việt Nam. Tạp chí Thông tin Khoa học xã hội, số 6, trang 31-39.

Nguyễn Trọng Hoài (2003). Mô hình hóa chuỗi thời gian trong kinh doanh và kinh

tế. Hà Nội: nhà xuất bản Đại học Quốc gia.

Nguyễn Trọng Hoài và cộng sự (2009). Dự báo và phân tích dữ liệu trong Kinh tế

và Tài chính. Hà Nội: nhà xuất bản Thống Kê.

Phạm Trí Cao, 2007. Kinh tế lượng ứng dụng – Chương trình nâng cao.

Phạm Trí Cao, 2009. Kinh tế lượng ứng dụng, Hà Nội: nhà xuất bản Thống kê.

DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG ANH

Abdalla, 2012. Modelling Exchange Rate Volatility using GARCH Models:

Empirical Evidence from Arab Countries. International Journal of Economics and

Finance, 4: 216-229.

Agenor, P.-R., & Khan, M. S, 1996. Foreign currency deposits and the demand for

money in developing countries. Journal of Developing Economics, 50: 101–118.

Akaike, H., 1974. A New Look at the Statistical Model Identification. I.E.E.E.

Transactions on Automatic Control, AC, 19: 716-723.

Alexander, C. & Lazar, E., 2006. Normal mixture Garch (1,1): applications to

exchange rate modelling. Journal of Applied Econometrics, 21: 307–336.

Arize, A. C., & Malindretos, J., 1998. The long-run and short-run effects of

exchange-rate volatility on exports: The case of Australia and New Zealand.

Journal of Economics and Finance, 22(2–3): 43–56.

Aryeetey, E.,& Udry, C., 1994. The characteristics of informal financial markets in

Africa. The plenary session of the workshop of the African economic research

consortium, Nairobi, December 4–9.

Bofinger, P., 1991. The transition to convertibility in Eastern Europe: A monetary

view. In J.Willianson (Ed.), Currency convertibility in Eastern Europe. Washington,

DC: Institute for International Economics.

Bollerslev, T., 1986. Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity.

Journal of Econometrics, 31:307-327.

Brown, R. L. et al., 1975. Techniques for testing the constancy of regression

relationships over time. Journal of the Royal Statistical Society Series B, 37: 149–

192.

Calvo, G. A., 1996. Money, exchange rates and output. Massachusetts, USA: MIT

Press.

Calvo, G. A., 2000. Testimony on dollarization. Domestic and monetary policy

committee on banking and financial services, pp. 1–5, Washington, DC.

Chang, R., 2000. Dollarization: A score card. Federal Reserve Bank of Atlanta

Economic Review, 85(3): 1–11.

Chowdhury, M. B., 1999. The determinants of real exchange rate: Theory and

evidence from Papua New Guinea. Asia Pacific school of economics and

management working papers (SP99-2).

Clements, B., & Schwartz, G., 1992. Currency substitution: The recent experience

with Bolivia. World Development, 21: 1883–1893.

Dean, J. W., 2000. De facto dollarization. In Paper presented at a conference on: To

dollarize or not to dollarize: Exchange rate choices for the western Hemisphere.

Dominguez, K., 1998. Central bank intervention and exchange rate volatility.

Journal of International Money and Finance, 17: 161 -190.

Eichengreen, B., 2001. What problems can dollarization solve? Journal of Policy

Modeling, 23: 267–277.

Eichengreen, B. et al., 2003. Currency mismatches, debt intolerance and original

sin: Why they are not the same and why it matters. NBER Working Paper no.10036.

National Bureau of Economic Research, Inc, Cambridge, MA.

Engle, R.F. & C.W.J. Granger, 1987. Cointegration and Error Correction:

Representation, Estimation and Testing, Econometrica, 55, 251-76.

Feige, E. L., 2003. The dynamics of currency substitution, asset substitution and

defacto dollarization and eurorization in transition countries. In Proceeding of the

8th Dubrovnik conference volume on monetary policy and currency substitution in

emerging markets.

Friedman, A., & Verbetsky, A., 2001. Dollarization in Russia. Economics

Education and Research Consortium (EERC). Working Papers Series 01/05

(Moscow).

Goujon, M., 2006. Fighting inflation in a dollarized economy: The case of Vietnam.

Journal of Comparative Economics, 34: 564–581.

Granger, C.W. J., 1969. Investigating causal relations by econometrics models and

cross spetral methods. Econometrica, 37(3): 424–438.

Gruben, W. C., & McLeod, D., 2004. Currency competition and inflation

convergence Center for Latin American economics. Federal Reserve Bank of

Dallas. .

Hamilton, J. D., 1994. Time series analysis. Princeton, NJ, USA: Princeton

University Press.

Hansen and Lunde, 2001. A comparison of volatility models: Does anything beat a

GARCH(1,1) ?. Working Paper Series, Centre for Analytical Finance, University of

Aarhus, 84:1-41.

Hayashi, F., 2000. Econometrics. Princeton, NJ, USA: Princeton University Press.

Honda, J., & Schumacher, L., 2006. Adopting full dollarization in postconflict

economies: Would the gains compensate for the losses in Liberia? IMF Working

Paper, WP/06/82.

Johansen, S., & Juselius, K., 1990. Maximum likelihood estimation and inference

on cointegration with applications to the demand for money. Oxford Bulletin of

Economics and Statistics, 52: 169–210.

Kamin, S. B.,& Ericsson, N. R., 2003. Dollarization in post-hyperinflationary

Argentina. Journal of International Money and Finance, 22: 185–211.

Komarek, L., & Melecky, M., 2001. Currency substitution in the transition

economy: A case of the Czech Republic 1993–2001. WARWICK Economic

Research Papers, Department of Economics, The University ofWarmich, 613: 1–36.

Krueger, R., & Ha, J., 1996. Measurement of cocirculation of currencies. In Mizen

& Pentecost (Eds.). The macroeconomics of international currencies: Theory,

policy and evidence. USA: Edward Elgar Publishing Ltd, pp. 61–76.

Luca, A. & Petrova, I., 2008. What drives credit dollarization in transition

economies? Journal of Banking & Finance, 32: 858–869.

Lutkepohl, H., 1993. Introduction to multiple time series analysis (second ed.). New

York: Springer-Verlag.

Lutkepohl, H., 2005. New Introduction to Multiple Time Series Analysis. New

York: Springer.

McKinnon, R., 1982. Currency substitution and instability in the World dollar

standard. American Economic Review, 72: 320–333.

McKinnon, R. I., 1985. Two concepts of international dollarization. In M.Connolly

& J. McDermott (Eds.), The economics of the Caribbean Basin. New York: Praeger,

pp. 101–118.

McKinnon, R. I., 1993. The rules of the game: International money in historical

perspective. Journal of Economic Literature, 31: 1–44.

McKinnon, R. I., 1996. Direct and indirect concepts of international dollarization.

In P. Mizen&E. J. Pentecost (Eds.), The macroeconomics of international

currencies: Theory, policy and evidence. UK: Edward Elgar Publishing Ltd, pp. 44–

59.

Mengesha & Holmes, 2013. Does dollarization alleviate or aggravate exchange rate

volatility?. Journal of economic development, 38: 99-118.

Melvin, M., & Fenske, K., 1992. Dollarization and monetary reform: Evidence from

the Cochabamba region of Bolivia. Revista de Analisis Economico, 7: 125–138.

Melvin, M., & Ladman, J., 1991. Coca dollars and the dollarization of South

America. Journal of Money, Credit and Banking, 23: 752–763.

Mizen, P., & Pentecost, Eric J., 1996. Dollarization in theory and practice. In P.

Mizen & E. J. Pentecost (Eds.), The macroeconomics of international currencies:

Theory, policy and evidence . US: Edward Elgar Publishing Ltd, pp. 8–43.

Montiel, P. J. et al., 1993. Informal financial markets in developing countries: A

macroeconomic analysis. Oxford UK: Blackwell.

Ndung’u, N. S., 2001. Liberalization of the foreign exchange market and the short-

term capital flows problem. AERC Research Papers 109. Nairobi, Kenya: African

Economic Research Consortium.

Nwanna, G. I., 1996. Rural financial markets in West Africa: Roles, experiences

constraints and prospects for promoting rural development. New Jersey, USA:

Centre for Economic Research on Africa.

Obadan, M. I., 1996. Short-term and medium-term economic management

strategies. In M. I. Obadan & M. Iyoha (Eds.), Macroeconomic policy analysis:

Tools, techniques and applications to Nigeria, National Centre for Economic

Management and Administration. Nigeria: Ibadan.

Osakwe, P. N., 2002. Currency fluctuations, liability dollarization, and the choice of

exchange rate regimes in emerging markets. Bank of Canada Working Paper 2002–

2006.

Perron, P., 2005. Dealing with structural breaks. Paper presented for the palgrave

handbook of econometrics, vol. 1, Econometric Theory.

Rennhack, R., & Nozaki, M., 2006. Financial dollarization in Latin America. IMF

Working Paper, WP/06/7 IMF.

Sahay, R., & Vegh, C. A., 1996. Dollarization in transaction economies: Evidence

and policy implications. In Mizen & Pentecost (Eds.), The macroeconomics of

international currencies: Theory, policy and evidence. USA: Edward Elgar

Publishing Company, pp. 193–224.

Savastano, M. A., 1996. The pattern of currency substitution in Latin America: An

overview. In P. Mizen & J. Pentecost (Eds.), The macroeconomics of international

currencies: Theory, policy and evidence. USA: Edward Elgar Publishing Ltd.

Schwarz, Gideon E., 1978. Estimating the dimension of a model. Annals of

Statistics 6 (2): 461–464.

Sims, C. A., 1980. Macroeconomics and Reality. Econometrica, 48: 1-48.

Soyibo, A., 1997. The informal financial sector in Nigeria: Characteristics and

relationship with the formal sector. Development Policy Review, 15: 5–22.

Viseth, K. R. (2001). Currency substitution and financial sector development in

Cambodia. In Economics of development. Australia: The Australian National

University., pp. 1–31.

Willett, T. D., & Banaian, K., 1996. Currency substitution, seigniorage and the

choice of currency policies. In P. Mizen & J. Pentecost (Eds.), The macroeconomics

of international currencies: Theory, policy and evidence. USA: Edward Elgar

Publishing Ltd, pp. 77–95.

Yinusa, D.O., 2008. Between Dollarization and Exchange Rate Volatility: Nigeria’s

Portfolio Diversification Option. Journal of Policy Modelling, 30: 811-826.

PHỤ LỤC

Bảng Số liệu FCD, M2, DI, Tỷ giá USD/VND trên thị trường tự do, NERV từ

Quý 1 năm 2014 đến Quý 3 năm 2011.

Kỳ (Quý) DI NERV FCD (tỷ đồng) M2 (tỷ đồng) Tỷ giá USD/VND tự do

1998q1 1998q2 1998q3 1998q4 1999q1 1999q2 1999q3 1999q4 2000q1 2000q2 2000q3 2000q4 2001q1 2001q2 2001q3 2001q4 2002q1 2002q2 2002q3 2002q4 2003q1 2003q2 2003q3 2003q4 2004q1 2004q2 2004q3 2004q4 2005q1 16846.5 18843.4 22159.1 22097.8 25009.2 27218.9 29532.4 40919 47429.8 50169.6 55694.3 58543.3 70236.6 76900.1 78428.9 78186.7 75606 79921 80901.1 81428.3 82207.2 82325.8 83098.1 87418.1 95398.6 100139 104291 115050 120065 72552 76154.9 82434.7 87394.7 92640.9 99086.4 107305 145470 160759 168407 179577 196994 216185 226933 235255 250846 256018 263877 269684 284144 300781 324527 341303 378060 404093 420263 445393 495447 517024 0.2322 0.2474 0.2688 0.2529 0.27 0.2747 0.2752 0.2813 0.295 0.2979 0.3101 0.2972 0.3249 0.3389 0.3334 0.3117 0.2953 0.3029 0.3 0.2866 0.2733 0.2537 0.2435 0.2312 0.2361 0.2383 0.2342 0.2322 0.2322 0.000667 0.0006749 0.0005161 0.0020261 0.0016278 0.0010839 0.000752 0.0005885 0.0004636 0.0003807 0.0003368 0.0003446 0.0003106 0.0002971 0.0003468 0.0003116 0.0002901 0.0002775 0.0002811 0.000273 0.0002696 0.0002719 0.0002733 0.0002706 0.0002663 0.0002608 0.0002878 0.0002851 0.0002858 13040 13070 14250 13888 13940 14040 13995 14030 14115 14160 14460 14535 14570 14930 15010 15095 15270 15290 15365 15430 15470 15510 15570 15650 15775 15740 15770 15790 15835

2005q2 2005q3 2005q4 2006q1 2006q2 2006q3 2006q4 2007q1 2007q2 2007q3 2007q4 2008q1 2008q2 2008q3 2008q4 2009q1 2009q2 2009q3 2009q4 2010q1 2010q2 2010q3 2010q4 2011q1 2011q2 2011q3 127222 133573 145303 152304 159226 161855 166400 172337 187485 197370 221668 216667 251652 280561 289159 296953 295502 308173 340604 350229 346310 362232 385909 452564 410366 392215 544601 577793 648574 699988 727165 753012 841011 949181 1029560 1110980 1254000 1300250 1295490 1347510 1513540 1645310 1775950 1842320 1910590 1982390 2166590 2325020 2478310 2495420 2544740 2673760 0.2336 0.2312 0.224 0.2176 0.219 0.2149 0.1979 0.1816 0.1821 0.1777 0.1768 0.1666 0.1943 0.2082 0.191 0.1805 0.1664 0.1673 0.1783 0.1767 0.1598 0.1558 0.1557 0.1814 0.1613 0.1467 15875 15915 15925 15940 16010 16080 16070 16035 16135 16140 16040 16250 17900 16600 17550 17900 18410 18330 19440 19290 19090 19720 21000 21150 20610 21280 0.0002808 0.0002789 0.0002777 0.0002839 0.0002864 0.0002772 0.0002718 0.000286 0.0003027 0.0002839 0.000289 0.0003316 0.0003054 0.0023533 0.0033824 0.0027227 0.001769 0.001265 0.0009039 0.0013165 0.0009609 0.0007725 0.0007177 0.0013187 0.0008929 0.00095