Tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam

tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> TÁC ĐỘNG TÍCH LŨY DỰ TRỮ NGOẠI HỐI ĐẾN LẠM PHÁT<br /> TẠI VIỆT NAM<br /> Nguyễn Thị Kim Phụng*, Hoàng Thị Thanh Hằng **<br /> <br /> TÓM TẮT<br /> Nghiên cứu đánh giá tác động dài hạn quy phân phối trễ từ phương trình sai phân<br /> của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát cho thấy, hệ số sai số phương trình ECM là<br /> tại Việt Nam từ quý I năm 2004 đến quý II -0.25. Qua đó, cho thấy khi các yếu tố vĩ mô<br /> năm 2017. Đồng thời, nghiên cứu xem xét tác thay đổi trong đó có tích lũy dự trữ ngoại hối,<br /> động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm thời gian lạm phát trở về trạng thái cân bằng<br /> phát trong điều kiện nền kinh tế có đôla hóa trong dài hạn là khoảng một năm. Bên cạnh<br /> ở Việt Nam. Nghiên cứu dựa trên học thuyết đó, kết quả phân tích dài hạn cho thấy tích lũy<br /> tiền tệ cổ điển của Irving Fisher và kế thừa dự trữ ngoại hối tác động cùng chiều đến lạm<br /> mô hình của Steiner (2009), bằng cách tiếp phát tại Việt Nam.<br /> cận mô hình tự hồi quy phân phối trễ và dùng Từ khóa: Dự trữ ngoại hối, lạm phát, đô la<br /> mô hình hiệu chỉnh sai số ECM. Kết quả hồi hóa, ARDL Bound test.<br /> <br /> IMPACTS OF ACCUMULATING FOREIGN EXCHANGE RESERVES<br /> ON INFLATION IN VIETNAM<br /> ABSTRACT<br /> The study evaluates the long-term impact model. The regression result from the<br /> of foreign exchange reserves accumulation differential equation shows that the coefficient<br /> on inflation in Vietnam from the first quarter of error of the ECM equation is -0.25. This<br /> of 2004 to the second quarter of 2017. At the suggests that when macroeconomic variables<br /> same time, the study examines the impact change, including the accumulation of foreign<br /> of foreign exchange reserves accumulation exchange reserves, the return to equilibrium<br /> on inflation in the context of a dollarized in the long run is about one year. In addition,<br /> economy in Vietnam. The study has been long-term analysis shows that accumulation<br /> based on Irving Fisher’s classic monetary of foreign exchange reserves has the same<br /> theory and inherited Steiner’s model (2009), effect on inflation in Vietnam.<br /> by approaching the late-stage regression Key words: Foreign exchange reserves,<br /> model and using the ECM error correction inflation, dollarization, ARDL Bound test.<br /> <br /> 1. GIỚI THIỆU<br /> Lịch sử kinh tế thế giới đã chứng kiến 1997, hay khủng hoảng tài chính toàn cầu<br /> những cuộc khủng hoảng rất nghiêm trọng năm 2008. Các mức độ nghiêm trọng của<br /> như khủng hoảng tài chính ở Đông Á năm các cuộc khủng hoảng và sự phụ thuộc vào<br /> * ThS.GV. Trường Đại học Ngân hàng TP.HCM<br /> **<br /> TS.GV. Trường Đại học Ngân hàng TP.HCM<br /> <br /> 61<br /> Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> khu vực tài chính bên ngoài với những điều chính, giúp các nước đang phát triển và các<br /> kiện liên quan của nó đã dẫn đến Chính phủ nền kinh tế mới nổi xâm nhập thị trường quốc<br /> các nước phải tăng sự bảo hiểm cho chính tế bằng cách tăng độ tin cậy của quốc gia và<br /> quốc gia của họ (Denbee &ctg, 2016). Dự niềm tin của nhà đầu tư (Drummond &ctg,<br /> trữ cao giúp giảm tác động của cuộc khủng 2009; Nowak&ctg, 2004). Ở Việt Nam, dự<br /> hoảng đối với tăng trưởng tại các thị trường trữ ngoại hối trong những năm gần đây có xu<br /> mới nổi (Moghadam & ctg, 2010). Với xu thế hướng tích lũy tăng lên (hình 1). Tuy nhiên,<br /> đó, hiện nay, dự trữ ngoại hối tiếp tục được tích lũy dự trữ ngoại hối làm tăng tiền cơ sở<br /> đánh giá cao trong an toàn tài chính toàn cầu. và cung tiền mở rộng nếu không được NHTW<br /> Theo IMF (2016), những mục tiêu chính của can thiệp trung hòa đầy đủ dẫn đến lạm phát<br /> Mạng lưới An Toàn Tài Chính Toàn Cầu nền kinh tế tăng (Heller, 1979; Stenier, 2017),<br /> (The Global Financial Safety Net - GFSN) mà lạm phát vốn là một trong những chỉ tiêu<br /> gồm: Cung cấp bảo hiểm cho các nước chống kinh tế vĩ mô cần phải được kiểm soát, quản<br /> lại một cuộc khủng hoảng, tài trợ tài chính lý. Điều này đặt ra nhiều khó khăn, thách<br /> khi khủng hoảng xảy ra và khuyến khích các thức cho NHTW các nước khi tích lũy dự trữ<br /> chính sách kinh tế vĩ mô. Trong đó, dự trữ ngoại hối, phải làm sao tăng dự trữ nhưng<br /> ngoại hối là một thành phần truyền thống không để lạm phát tăng, ảnh hưởng đến kinh<br /> quan trọng của GFSN. Đây là công cụ đầu tế. Như vậy, việc nghiên cứu tác động của<br /> tiên để chống lại những cú sốc thanh khoản tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát là một<br /> từ bên ngoài của mỗi quốc gia. Mặc khác, dự điều rất cần thiết đối với Việt Nam trong quá<br /> trữ ngoại hối là một biểu trưng sức khỏe tài trình mở cửa, hội nhập tài chính.<br /> <br /> Hình 1. Biến động tổng dự trữ ngoại hối của Việt Nam từ quý I/2004 đến quý I/2017<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> Nguồn: IFS 2018<br /> <br /> Đã có một số nghiên cứu phân tích mối Phạm Thị Tuyết Trinh (2015),vv… Tuy nhiên,<br /> liên hệ này dưới cấp độ quốc gia và nhóm quốc chưa có nghiên cứu nào xét đến đặc trưng nền<br /> gia như các nghiên cứu của Heller (1979), kinh tế mỗi quốc gia, trong đó đặc trưng nền<br /> Khan (1979), Lin & Wang (2005), Elhiraika & kinh tế Việt Nam là nền kinh tế có đô la hóa. Đo<br /> Ndikumana (2007), Steiner (2009), Borivoje đó, nghiên cứu này tập trung vào việc đánh giá<br /> & Tina (2015), Chaudhry và cộng sự (2011), tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm<br /> Chen & Huang (2012), Zhou và cộng sự (2013), phát trong nền kinh tế có đô la hóa.<br /> <br /> <br /> 62<br />  tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...<br /> <br /> <br /> 2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN đó. Cơ chế này được giải thích rõ qua hai gian<br /> CỨU THỰC NGHIỆM đoạn như sau:<br /> Một là, tác động của tích lũy dự trữ quốc tế<br /> 2.1. Cơ sở lý thuyết<br /> đến cung tiền. Để xem xét tác động của tích lũy<br /> Sự gia tăng dự trữ quốc tế dẫn đến sự thay dự trữ quốc tế đến cung tiền, trước hết chúng ta<br /> đổi cung tiền của một quốc gia, và sự gia tăng hãy xem xét mối liên hệ giữa các chỉ tiêu trên<br /> cung tiền tác động đến lạm phát của quốc gia bảng cân đối tiền tệ của NHTW (bảng 1).<br /> <br /> Bảng 1. Bảng cân đối tiền tệ tóm tắt của NHTW<br /> Tài sản có nước ngoài ròng (Net foreign assets – NFA)<br /> Tài sản có nước ngoài<br /> Tài sản nợ nước ngoài<br /> <br /> Tài sản có trong nước ròng (Net Domestic assets – NDA)<br /> Tín dụng trong nước ròng<br /> + Cho chính phủ vay ròng<br /> + Cho tổ chức tín dụng vay<br /> Khoản khác ròng<br /> <br /> Tiền cơ sở (Monetary Bases)<br /> Tiền trong lưu thông<br /> Tiền gửi của TCTD<br /> <br /> Nguồn: Thống kê tiền tệ của IMF<br /> <br /> Trong bảng cân đối tiền tệ của NHTW, do đó, làm cho tiền cơ sở tăng lên một lượng<br /> các chỉ tiêu được tính cụ thể như sau: (∆MB). Mặt khác, cung tiền phụ thuộc vào<br /> yy Tài sản có nước ngoài ròng = Tài sản Có hai yếu tố: Số nhân tiền tệ (mm) và tiền cơ<br /> nước ngoài – Tài sản Nợ nước ngoài (1) sở (MB).<br /> <br /> yy Tài sản có trong nước ròng = Tín dụng trong Ms = mm.MB. (5)<br /> nước ròng + Khoản khác ròng (2) Như vậy, khi tiền cơ sở MB tăng lên thì<br /> yy Tiền cơ sở = Tiền trong lưu thông + Tiền cung tiền Ms cũng tăng lên. Khẳng định mối<br /> gửi của TCTD tại NHTW (3) quan hệ đồng biến giữa tích lũy dự trữ quốc<br /> tế và cung tiền được thể hiện trong các nghiên<br /> Bảng trên cho ta phương trình sau:<br /> cứu thực nghiệm của Heller (1976), Khan<br /> yy Tiền cơ sở = Tài sản có nước ngoài ròng (1979), Steiner (2009), Zhou & ctg (2013).<br /> + Tài sản có trong nước ròng<br /> Hai là, tác động của cung tiền đến lạm<br /> Hay MB = NFA + NDA (4) phát. Tác động của cung tiền đến lạm phát<br /> Từ phương trình (4) cho ta thấy, giả sử trước hết được giải thích thông qua học thuyết<br /> các yếu tố khác không thay đổi, khi NHTW số lượng tiền tệ cổ điển của Ivring Fisher.<br /> tích lũy dự trữ ngoại hối sẽ làm cho Tài sản có Fisher (1922) xem xét mối quan hệ giữa tổng<br /> nước ngoài ròng tăng lên một lượng ∆NFA. lượng tiền tệ Ms (cung tiền tệ) với tổng số chi<br /> <br /> 63<br /> Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> tiêu để mua hàng thành phẩm và dịch vụ được việc làm đầy đủ, do vậy Y có thể được coi<br /> sản xuất ra trong nền kinh tế P*Y, trong đó là không thay đổi trong một khoản thời gian<br /> P là mức giá cả và Y là tổng sản phẩm. Mối ngắn. Như vậy, khi Ms tăng, vì V và Y không<br /> quan hệ giữa Ms và P*Y được thể hiện qua đổi, thì P cũng phải tăng. Do đó, những sự<br /> chỉ tiêu tốc độ vòng quay tiền tệ V = P*Y/M. vận động trong mức giá cả chỉ là kết quả của<br /> Theo đó, phương trình 6 và phương trình 7 thể những thay đổi trong số lượng tiền tệ. Hay nói<br /> hiện mối liên hệ giữa thu nhập đến số lượng một cách khác, khi cung tiền tăng thì giá cả sẽ<br /> tiền và tốc độ vòng quay tiền tệ. tăng và như vậy lạm phát tăng.<br /> Ms *V = P*Y (6) Bên cạnh đó, đã có nhiều nghiên cứu thực<br /> nghiệm xác nhận tác động mạnh mẽ tác động<br /> Suy ra: P = Ms *V/Y (7)<br /> của cung tiền đến lạm phát từ trước đến nay<br /> Trong khoảng thời gian ngắn thì tốc độ như McCandless & Weber (1995), Nassar<br /> vòng quay tiền tệ là khá bất biến. Hơn nữa, (2005), Hossain (2010) ,Nguyen ( 2015)…<br /> tiền lương và giá cả là hoàn toàn linh hoạt, cho Tóm lại, tác động của tích lũy dự trữ ngoại<br /> nên mức tổng sản phẩm được sản xuất trong hối đến lạm phát có thể được tóm tắt qua sơ<br /> nền kinh tế (Y) thường sẽ giữ ở mức công ăn đồ sau:<br /> <br /> Dự trữ ngoại hối  Tiền cơ sở  Cung tiền  Lạm phát <br /> <br /> 2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm<br /> Các nghiên cứu trước đây khi đánh giá tác Đối với các nghiên cứu tập trung vào nhóm<br /> động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát quốc gia như của Lin & Wang (2005), Kydland<br /> thường tiếp cận phân tích trên phạm vi toàn và Prescott (1977) đã nghiên cứu về dự trữ<br /> thế giới hay một nhóm quốc gia hoặc từng ngoại hối và lạm phát ở năm quốc gia Đông Á.<br /> quốc gia. Kết quả nghiên cứu cho thấy, mối liên hệ giữa<br /> thay đổi dự trữ ngoại hối và lạm phát là mối<br /> Đối với các nghiên cứu phân tích trên<br /> quan nghịch biến ở Nhật Bản, đồng biến ở Hàn<br /> phạm vi toàn thế giới như của Heller (1976).<br /> Quốc và Đài Loan. Ngoài ra, các nghiên cứu<br /> Tác giả dùng số liệu từ năm 1951-1974 của<br /> của Elhiraika & Ndikumana (2007) ở Châu Phi<br /> 126 quốc gia thành viên của IMF và Thụy Sỹ.<br /> (từ năm 1979 – 2005) để tìm hiểu nguồn gốc,<br /> Kết quả nghiên cứu cho thấy thay đổi dự trữ động lực và tác động đến kinh tế của tích lũy<br /> quốc tế toàn cầu có một tác động rõ nét đến dự trữ ngoại hối, cho thấy tích lũy dự trữ ngoại<br /> tổng cung tiền trên thế giới. Mặt khác, khi uớc hối không có tác động có ý nghĩa đến lạm phát,<br /> lượng trực tiếp sự thay đổi dự trữ quốc tế toàn nhưng dẫn đến mức giá cao hơn trong dài hạn.<br /> cầu đến giá tiêu dùng thế giới tác giả đã tìm Hay nghiên cứu của Borivoje & Tina (2015)<br /> thấy một mối liên hệ có độ trễ đáng kể giữa hai phân tích tác động của tích lũy dự trữ ngoại<br /> biến quan trọng này. Cùng cho kết quả tương hối đến tăng trưởng kinh tế tại các nước có nền<br /> tự, đó là tích lũy dự trữ ngoại hối tác động kinh tế mới nổi gồm có: Brazil, Trung Quốc<br /> đến lạm phát nhưng ở các mức độ khác nhau, và Nga cho giai đoạn từ năm 1993 – 2012 cho<br /> bao gồm các nghiên cứu tiêu biểu của Khan thấy tích lũy dự trữ ngoại hối không dẫn đến<br /> (1979), Rabin &Pratt (1981), Heller (1979), lạm phát nếu tỷ lệ tích lũy dự trữ ngoại hối<br /> Steiner (2009) và Steiner (2017). không vượt quá tốc độ tăng trưởng kinh tế.<br /> <br /> 64<br />  tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...<br /> <br /> <br /> Đối với các nghiên cứu tại từng quốc gia xây dựng mô hình dựa trên học thuyết tiền tệ<br /> như nghiên cứu của Chaudhry và cộng sự cổ điển của Irving Fisher kết hợp với lý thuyết<br /> (2011) phân tích mối liên hệ giữa dữ trữ ngoại về cung tiền và số nhân tiền tệ. Từ phương<br /> hối và lạm phát ở Pakistan từ năm 1960 – 2007. trình trao đổi của Fisher:<br /> Kết quả nghiên cứu cho thấy dự trữ ngoại hối Ms *V = P*Y (8)<br /> có quan hệ nghịch chiều với lạm phát. Nghiên<br /> Lấy logarit cơ số tự nhiên và vi phân 2 vế<br /> cứu của Chen & Huang (2012) sử dụng mô<br /> của phương trình, ta có:<br /> hình không tham số để phân tích cơ chế truyền<br /> dẫn tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát ở d(lnMs) + d(lnV) = d(lnP)+ d(lnY)<br /> Trung Quốc. Mẫu dữ liệu phân tích bao gồm<br /> Suy ra: (9)<br /> dự trữ, cung tiền, chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất<br /> và GDP danh nghĩa của Trung Quốc từ tháng<br /> 1/1993 đến 3/2008. Kết quả cho thấy sự gia Hơn nữa, ta có:<br /> tăng tích lũy dự trữ ngoại hối sẽ dẫn đến sự gia MS = mm.MB và MB = NDA + NFA<br /> tăng cung tiền, từ đó dẫn đến sự gia tăng lạm Suy ra:<br /> phát. Zhou & ctg (2013) sử dụng dữ liệu hàng<br /> tháng về dự trữ ngoại hối và chỉ số giá tiêu (10)<br /> dùng để xây dựng mô hình VAR để tìm hiểu<br /> tác động của tăng trưởng dự trữ ngoại hối đến Thế (10) vào (9) ta được:<br /> chỉ số giá tiêu dùng của Trung Quốc từ tháng<br /> 1/2008 đến tháng 12/2011. Kết quả kiểm định<br /> nhân quả Granger chứng minh rằng dự trữ<br /> ngoại hối là một nguyên nhân làm cho CPI<br /> tang và mức độ tác động của dự trữ ngoại hối<br /> làm cho CPI tăng là 20% với độ trễ từ 1 đến<br /> Phương trình (11) chỉ rõ mối quan hệ giữa<br /> 8 tháng. Tại Việt Nam, Phạm Thị Tuyết Trinh<br /> tích lũy dự trữ ngoại hối và lạm phát. Khi<br /> (2015) sử dụng mô hình VAR để đo lường tác<br /> NHTW tích lũy dự trữ ngoại hối làm cho NFA<br /> động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát<br /> thay đổi ( ) mà không có hoạt<br /> giai đoạn quý I/2000 đến quý II/2014. Kết quả<br /> đo lường bằng hàm phản ứng đẩy tổng quát động nào làm trung hòa tác động đó trên thị<br /> hóa cho thấy tích lũy dự trữ ngoại hối làm lạm trường tiền tệ thì sẽ dẫn đến sự gia tăng của<br /> phát bắt đầu tăng từ quý thứ 3 và đạt cân bằng mức giá trong nền kinh tế.<br /> mới từ quý thứ 7 ở mức 1,1% đơn vị. Bên cạnh đó, để xem xét tác động tích<br /> Nhìn chung, cho dù phân tích dưới gốc độ lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát trong điều<br /> nào, hầu hết các nghiên cứu đều cho thấy tích kiện nền kinh tế có đô la hóa, tác giả bổ sung<br /> lũy dự trữ ngoại hối có ảnh hưởng đến lạm biến đô la hóa vào mô hình nghiên cứu. Đô la<br /> phát. hóa là việc sử dụng bất kỳ loại ngoại tệ nào<br /> của nước khác trong nền kinh tế trong nước<br /> 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU (Reinhart & ctg 2003). Trong thập kỷ qua, đô<br /> 3.1. Mô hình ước lượng la hoá vẫn là hiện tượng phổ biến ở các nước<br /> Mô hình nghiên cứu trước hết được kế đang phát triển và các nền kinh tế đang chuyển<br /> thừa từ nghiên cứu của Steiner (2009). Steiner đổi, trong đó có Việt Nam (Nguyễn Thị Hồng,<br /> <br /> 65<br /> Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> 2012). NHNN đã thực hiện nhiều biện pháp để tế bị đô la hóa một phần bởi vì họ có thể kiếm<br /> chống đô la hóa. Đây là một đặc điểm nổi bật được đô la và trả nợ bằng đồng đô la. Hơn nữa,<br /> liên quan đến cấu trúc nền kinh tế Việt Nam, sức mua của đồng tiền thay thế mạnh. Do đó,<br /> gây ảnh hưởng đến việc quản lý tiền tệ của lạm phát sẽ giảm xuống trong nền kinh tế. Hai<br /> NHNN xét trên nhiều mặt (Goujon, 2006). là, nếu việc hoán đổi tiền tệ không dẫn đến sự<br /> Xét trong mối liên hệ với lạm phát, các nghiên đô la hoá thực thì lạm phát có xu hướng tăng<br /> cứu về tác động đô la hóa lên lạm phát có kết lên cùng với sự gia tăng đô la hoá một phần.<br /> luận tương phản nhau. Trong khi Bahmani& Như vậy, mô hình nghiên cứu lý thuyết<br /> Domac (2003), Yeyati (2006) cho thấy sự gia như sau:<br /> tăng lạm phát, Gruben & Mcleod (2004) và<br /> P = f (NFA, NDA, mm,V,Y, DL) (12)<br /> Berg&ctg (2003) tìm thấy một sự suy giảm<br /> trong lạm phát do kết quả của đô la hoá. Theo Trong đó DL là tỷ lệ đô la hóa nền kinh tế.<br /> Mengesha & Holmes (2015), điều này tùy 3.2. Phương pháp ước lượng<br /> thuộc vào hiệu quả sức mua. Thông thường, Nghiên cứu sử dựng mô hình ARDL<br /> lạm phát làm suy yếu sức mua của đồng nội Bound Test được phát triển bởi Pesaran &ctg<br /> tệ. Kết quả là, các cá nhân có xu hướng trao (2001) để kiểm tra đồng liên kết giữa các biến.<br /> đổi đồng nội tệ yếu cho một đồng tiền mạnh Tác giả tiếp cận theo mô hình này vì đây là<br /> thay thế. Nếu việc trao đổi dẫn đến sự đô la một mô hình ước lượng thích hợp để kiểm tra<br /> hoá thực, đó là chỉ số giá cả và tiền lương cho đồng liên kết giữa các biến trong trường hợp<br /> đồng đô la, điều này dẫn đến hai kết quả. Một mẫu nhỏ.<br /> là, các công ty sẽ không phải đối mặt với sự<br /> Phương trình ECM có dạng như sau:<br /> không phù hợp về tiền tệ ngay cả khi nền kinh<br /> <br /> <br /> <br /> (13)<br /> <br /> Trong đó:<br /> l q1, q2, q3, q4, q5, q6, q7 là độ trễ tối ưu của l λ là tốc độ điều chỉnh ngắn hạn của CPI<br /> sai phân các biến trong mô hình. để trở về trạng thái cân bằng dài hạn khi<br /> các biến độc lập thay đổi.<br /> l ECt-1 là sai số khi hồi quy CPIt-1 theo các biến độc lập trễ 1 kỳ. ECt-1 được xác định như sau:<br /> (14)<br /> <br /> Trong đó:<br /> l θ0 là hệ số chặn của phương trình dài hạn. Thế phương trình (14) vào phương trình<br /> l θ1,θ2, θ3, θ4,θ5,θ6 là các hệ số hồi quy của (13), ta được phương trình sai phân ECM như<br /> phương trình dài hạn. sau:<br /> <br /> <br /> <br /> (15)<br /> <br /> <br /> <br /> 66<br />  tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...<br /> <br /> <br /> Phương trình (15) là phương trình ước biến để chuẩn bị bước vào quá trình hội nhập<br /> lượng để kiểm định đồng liên kết giữa các kinh tế quốc tế theo xu hướng hiện nay, trong<br /> biến trong mô hình và là căn cứ để xác định đó có sự thay đổi của dự trữ ngoại hối.<br /> các hệ số của phương trình dài hạn. Nguồn số liệu chủ yếu lấy từ IFS<br /> 3.3. Các biến và dữ liệu nghiên cứu 2018 (International Financial Statistic) và<br /> Dữ liệu được thu thập từ năm 2004 vì đây Thomson Reuter Datastream. Cách tính toán<br /> là mốc thời gian trước thềm Việt Nam gia nhập các biến số và nguồn lấy số liệu được thể<br /> WTO, nền kinh tế bắt đầu có những chuyển hiện ở bảng 2.<br /> <br /> Bảng 2. Các biến và nguồn thu thập số liệu nghiên cứu<br /> <br /> STT Tên biến Ký hiệu Cách tính toán Nguồn số liệu<br /> <br /> <br /> 1 NFA điều chỉnh (1) NFA*t IFS 2018<br /> <br /> <br /> 2 NDA điều chỉnh (2) NDA*t NDA*t= (MBt /GDPnt) - NFA*t IFS 2018<br /> <br /> 3 Số nhân tiền tệ mmt M2t/MBt IFS 2018<br /> <br /> 4 Lạm phát CPIt Tốc độ phát triển chỉ số giá tiêu dùng. IFS 2018<br /> <br /> 5 Độ lệch sản lượng (3) Yt GDPrt – GDPpt Thomson Reuters<br /> <br /> 6 Tốc độ vòng quay tiền tệ Vt GDPnt/M2t<br /> <br /> FDt /M2t<br /> 7 Đô la hóa DLt FDt : Tiền gửi ngoại tệ IFS 2018<br /> M2t : Cung tiền<br /> <br /> <br /> (1) Mô hình sử dụng NFA điều chỉnh vì để (2) Vì NDA được tính theo NFA nên cũng<br /> loại trừ giá trị tăng NFA do biến động tỷ giá. Vì được điều chỉnh loại trừ chênh lệch tỷ giá như<br /> sự thay đổi tỷ giá làm thay đổi giá trị NFA tính sau:<br /> bằng VND do NHNN Việt Nam thực hiện hạch ∆NDA*t= (MBt /GDPnt) - ∆NFA*t .<br /> toán chênh lệch tỷ giá vào mỗi cuối kỳ kế toán,<br /> Trong đó: MBt là tiền cơ sở.<br /> mà giá trị thay đổi này lại làm tăng tích lũy dự<br /> trữ ngoại hối nhưng chỉ là giá trị trên sổ sách (3) Độ lệch sản lượng được tính bằng cách<br /> chứ không phải là giá trị dự trữ ngoại hối tăng chênh lệch giữa sản lượng thực và sản lượng<br /> thực tế cho NHNN can thiệp trên thị trường tiềm năng. Trong đó, GDPrt là GDP thực;<br /> ngoại hối. Hơn nữa, theo đó, ∆NFA điều chỉnh GDPpt: GDP tiềm năng được tính bằng phép<br /> có công thức tính như trên. Trong đó: lọc Hodrick-Prescott với tham số làm nhẵn<br /> 1600 trong phần mềm Eviews.<br /> - et và et-1 lần lượt là tỷ giá VND/USD ở<br /> cuối thời kỳ t và t-1;<br /> - GDPn là GDP danh nghĩa.<br /> <br /> 67<br /> Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU này, trước hết các chuỗi dữ liệu vừa có chuỗi<br /> dừng ở bậc I(0), vừa có chuỗi dừng ở bậc I(1)<br /> 4.1. Kiểm định tính dừng của dữ liệu<br /> và không có chuỗi nào dừng ở sai phân bậc 2.<br /> nghiên cứu<br /> Các biến trong mô hình được kiểm định tính<br /> Để ước lượng bằng mô hình ARDL dừng bằng cách kiểm định nghiệm đơn vị với<br /> Bounds Test, trước hết, chúng tôi kiểm định hai phương pháp là ADF (Augmentd Dickey<br /> tính dừng của chuỗi dữ liệu nghiên cứu. Theo – Fuller) và PP (Phillips – Perron). Kết quả<br /> Pesaran &ctg (2001), để sử dụng được mô hình được thể hiện ở Bảng 3.<br /> Bảng 3. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị<br /> ADF Test PP Test ADF Test PP Test<br /> Tên biến Tên biến<br /> t- statistic t- statistic t- statistic t- statistic<br /> CPIt -0.86 -0.60 DL -0.83 -0.60<br /> ∆CPIt -4.18(***) -3.44(**) ∆DL -6.69(***) -13.13(***)<br /> mmt -0.87 -0.92 V -2.24 -6.95(***)<br /> ∆mmt -8.26(***) -12.33(***) ∆V -2.90(*) -32.89(***)<br /> NDA t *<br /> -4.12(***) -4.40(***) Yt -3.03(**) -3.60(***)<br /> NFA*t -3.81(***) -7.68(***)<br /> Ghi chú: Giá trị tới hạn với mức ý nghĩa 1% , 5% và 10% lần lượt là -3.53; -2.90 và -2.59<br /> Nguồn: Tính toán của tác giả<br /> <br /> Kết quả kiểm định cho thấy các biến 4.2. Kết quả kiểm định đồng liên kết<br /> NFA*t, NDA*t, Yt dừng ở bậc 0 ở cả hai Chạy mô hình ARDL bằng phần mềm<br /> phương pháp kiểm định ADF và PP, các biến Eviews, kết quả cho thấy độ trễ tối ưu của các<br /> còn lại đều dừng ở sai phân bậc I với mức biến trong mô hình theo tiêu chuẩn Hannan-<br /> ý nghĩa 10%. Như vậy, dữ liệu nghiên cứu Quinn Criterion là ARDL (3, 1, 2, 3, 4, 1, 2). <br /> thỏa điều kiện để sử dụng mô hình ARDL Tiến hành kiểm định Bound Test, chúng<br /> Bound Test. tôi thu được kết quả như sau:<br /> <br /> Bảng 4. Kết quả kiểm định Bound Test<br /> <br /> Số bậc Giá trị thống kê F Giá trị giới hạn của các đường bao<br /> 1% 2.5% 5% 10%<br /> K F Statistic<br /> I (0) I (1) I (0) I (1) I (0) I (1) I (0) I (1)<br /> 6 12.11<br /> 2.66 4.05 2.32 3.59 2.04 3.24 1.75 2.87<br /> Nguồn: Tính toán của tác giả<br /> Như vậy, kết quả giá thống kê F lớn hơn Để xác định độ tin cậy của mô hình, chúng<br /> giá trị giới hạn của các đường bao ở các mức tôi tiếp tục các kiểm định chuẩn đoán bao gồm:<br /> ý nghĩa từ 1% đến 10%. Điều này chứng tỏ Kiểm định phương sai thay đổi, tự tương quan,<br /> có mối quan hệ đồng liên kết dài hạn giữa các phân phối chuẩn của phần dư và kiểm tra tính<br /> biến trong mô hình. ổn định của mô hình bằng kiểm định tổng tích<br /> <br /> 68<br />  tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...<br /> <br /> <br /> lũy của phần dư (CUSUM test) và tổng tích của phương trình ECM (15). Kết quả thể hiện<br /> lũy hiệu chỉnh của phần dư (CUSUMSQ test) ở bảng 5 và hình 2.<br /> Bảng 5. Kết quả các kiểm định chuẩn đoán<br /> STT Kiểm định Giá trị thống kê<br /> 1 Phương sai thay đổi Prob (F22,27) = 0,18<br /> 2 Tự tương quan Prob ( F4,24) = 0,54<br /> Jarque Bera = 2,56<br /> 3 Phân phối chuẩn của phần dư<br /> Prob = 0,28<br /> Nguồn: Tính toán của tác giả.<br /> Hình 2. Kết quả kiểm định tổng tích lũy của phần dư và tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> Nguồn: Tính toán của tác giả<br /> Kết quả cho thấy phần dư mô hình không Sau khi thỏa các điều kiện kiểm định<br /> có tự tương quan, không có phương sai thay chuẩn đoán, chúng tôi tiếp tục ước lượng hệ<br /> đổi, phần dư có phân phối chuẩn. Ngoài ra, số điều chỉnh trong ngắn hạn của CPI để trở về<br /> tổng tích lũy của phần dư và tổng tích lũy trạng thái cân bằng và các hệ số của phương<br /> hiệu chỉnh của phần dư đều nằm trong dải tiêu trình dài hạn bằng phương trình sai phân (16),<br /> chuẩn với mức ý nghĩa 5%. Điều đó chứng tỏ kết quả thu được ở bảng 6 như sau:<br /> mô hình sử dụng là tin cậy và ổn định.<br /> <br /> Bảng 6. Kết quả ước lượng hệ số dài hạn và hệ số điều chỉnh<br /> Biến Hệ số Sai số chuẩn Trị thống kê t Prob.   <br /> NFA*t 0.41(***) 0.09 4.30 0.0002<br /> NDA*t 0.53(***) 0.16 3.27 0.0029<br /> mm 0.24(***) 0.01 26.44 0.0000<br /> Y 0.03(***) 0.01 2.94 0.0065<br /> V 0.44(***) 0.09 4.75 0.0001<br /> DL -0.33(***) 0.04 -8.57 0.0000<br /> Hệ số điều chỉnh ECt-1 -0.25 (***) 0.025 -10.15 0.000<br /> Nguồn: Tính toán của tác giả<br /> <br /> 69<br /> Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> Hệ số điều chỉnh ECt-1 = -0.25 chứng tỏ khi với kết luận tích lũy dự trữ ngoại hối có quan<br /> lạm phát vượt ra khỏi mức cân bằng, hệ số điều hệ nghịch chiều với lạm phát tại Pakistan.<br /> chỉnh âm sẽ kéo lạm phát về mức cân bằng dài Bởi vì trường hợp của Pakistan khác với các<br /> hạn với tốc độ điều chỉnh là 25% và cần thời nước đang phát triển trong đó có Việt Nam.<br /> gian là 1/0.25 = 4 kỳ ( khoảng một năm) để trợ Theo Chaudhry & ctg (2011), các nước đang<br /> lại trạng thái cân bằng trong điều kiện các yếu phát triển có thu nhập cao hơn và các nước có<br /> tố khác không thay đổi. Kết quả cũng cho thấy nhập khẩu đàn hồi nhiều hơn. Nhập khẩu của<br /> trong dài hạn, NFA*t, NDA*t,mm,GAP, V tác Pakistan dựa trên lương thực, dầu thô, nguyên<br /> động dương đến CPI, riêng DL có tác động âm liệu nông nghiệp,máy móc và thuốc men… và<br /> đến CPI trong giai đoạn nghiên cứu. tất cả các hàng nhập khẩu ít nhiều đều dựa vào<br /> dự trữ ngoại hối. Suy giảm dự trữ ngoại hối<br /> 5. THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU lần lượt làm giảm ngay lập tức nhập khẩu các<br /> Qua kết quả nghiên cứu cho thấy tích lũy nguyên liệu thô công nghiệp và nông nghiệp<br /> dự trữ ngoại hối tác động cùng chiều đến lạm và tạo ra một cú sốc làm nâng cao mức giá.<br /> phát trong dài hạn, nghĩa là tích lũy dự trữ ngoại Xét về mối liên hệ giữ đô la hóa và lạm<br /> hối tăng sẽ làm cho lạm phát tăng. Kết quả này phát, kết quả ước lượng hệ số dài hạn cho<br /> tương tự với các nghiên cứu thực nghiệm ở các thấy đô la hóa tác động ngược chiều với lạm<br /> nước khác và trên thế giới như Heller (1976), phát, hay nói một cách khác, đô la hóa giảm<br /> Steiner (2009), Lin & Wang (2005), Chen & thì sẽ làm cho lạm phát tăng. Trong suốt thời<br /> Huang (2012). Tại Việt Nam, từ năm 2000 gian qua, đô la hóa luôn là một vấn đề được<br /> đến nay, cung tiền luôn là một trong những NHNN quan tâm và thực hiện nhiều biện pháp<br /> nguyên nhân được nhắc tới làm tăng lạm phát. để chống đô la hóa nền kinh tế. Từ quý I năm<br /> Đặt biệt năm 2007, khi NHNN tích trữ một 2004 đến quý I năm 2017, sau 13 năm, tỷ lệ<br /> lượng dự trữ ngoại hối lớn (10 tỷ USD) nhưng đô la hóa đã giảm từ 24% xuống 0.9%. Tuy<br /> không hút tiền đồng về đã làm cho cung tiền nhiên, tỷ lệ đô la hóa giảm thì lại làm lạm phát<br /> trong nền kinh tế tăng, làm lạm phát năm 2008 lại tăng (hình 3). So với năm gốc 2010, từ năm<br /> lên đến 23%. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu lại 2004 đến nay, chỉ số giá tiêu dùng luôn luôn<br /> ngược với kết quả của Chaudhry & ctg (2011) luôn có xu hướng tăng.<br /> Hình 3. Diễn biến đô la hóa và chỉ số giá tiêu dùng từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> Nguồn: IFS (2018) và tính toán của tác giả<br /> Khi đô la hóa giảm, xu hướng nắm giữ thức tích trữ ngoại tệ sang nội tệ. Các NHTM<br /> ngoại tệ của người dân sẽ giảm, do đó, họ bán lại giao dịch bán lại với NHNN. Như vậy, tích<br /> ngoại tệ lại cho các NHTM, chuyển từ hình lũy dự trữ ngoại hối của NHNN sẽ tăng lên.<br /> <br /> 70<br />  tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...<br /> <br /> <br /> Tích lũy dự trữ ngoại hối tăng lại làm cho lạm với các nghiên cứu trước ở Việt Nam và trên<br /> phát tăng do tác động cùng chiều của tích lũy thế giới. Kết quả đã phản ánh hoạt động can<br /> dự trữ ngoại hối lên lạm phát. thiệp trung hòa của NHNN chưa hiệu quả khi<br /> NHNN thực hiện can thiệp mua trên thị trường<br /> 6. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH ngoại hối. Trong thời gian tới, cùng với việc<br /> Nghiên cứu tác động tích lũy dự trữ ngoại tăng dự trữ ngoại hối và thực hiện các biện<br /> hối đến lạm phát tại Việt Nam trong điều kiện pháp chống đô la hóa nền kinh tế, NHNN cần<br /> nền kinh tế có đô la hóa cho thấy, việc tích lũy chú trọng đến các biện pháp can thiệp trung<br /> dự trữ ngoại của NHNN Việt Nam có gây ra hòa để kịp thời trung hòa tác động của tích<br /> lạm phát trong dài hạn và đô la hóa có tác động lũy dự trữ ngoại hối đến cung tiền trong nền<br /> ngược chiều với lạm phát. Đây là một bằng kinh tế. Từ đó, giúp NHNN hạn chế những tác<br /> chứng thực nghiệm thể hiện rõ hơn ảnh hưởng động lan tỏa của việc tích lũy dự trữ ngoại, ổn<br /> của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát so định và phát triển kinh tế vĩ mô.<br /> <br /> TÀI LIỆU THAM KHẢO<br /> <br /> [1]. Bahmani-Oskooee, M., & Domac, I. [7]. Denbee, E., Jung, C., & Paternò, F. (2016).<br /> (2003). On the link between dollarisation Stitching together the global financial<br /> and inflation: Evidence from Turkey. safety net. Bank of England Financial<br /> Comparative Economic Studies, 45(3), Stability Paper, (36)<br /> 306-328. [8]. Drummond, P., Mrema, A., Roudet, S.,<br /> [2]. Berg, A., Borensztein, E., & Mauro, P. & Saito, M. (2009). Foreign Exchange<br /> (2003). Monetary regime options for Latin Reserve Adequacy in East African<br /> America. Finance and Development, 40(3), Community Countries. International<br /> 24-27. Monetary Fund.<br /> [3]. Borivoje D. Krušković1& Tina Maričić [9]. Elhiraika, A., & Ndikumana, L. (2007).<br /> (2015). Empirical Analysis of the impact Reserves accumulation in African<br /> of foreign exchange reserves to economic countries: sources, motivations, and<br /> growth in emerging economics. Applied effects. Economics Department Working<br /> Economics and Finance, 2(1), 102-109. Paper Series, 24.<br /> [10]. Fisher, I. (1922). Purchasing power of<br /> [4]. Chaudhry, I. S., Akhtar, M. H., Mahmood,<br /> money: Its determination and relation to<br /> K., & Faridi, M. Z. (2011). Foreign<br /> credit interest and crises, Rev.<br /> Exchange Reserves and Inflation in Pakistan:<br /> Evidence from ARDL Modelling Approach. [11]. Goujon, M. (2006). Fighting inflation in a<br /> dollarized economy: The case of Vietnam.<br /> International Journal of Economics and<br /> Journal of Comparative Economics, 34(3),<br /> Finance, 3(1), 69.<br /> 564-581.<br /> [5]. Chen, L., & Huang, S. (2012). Transmission<br /> [12]. Gruben, W. C., & McLeod, D. (2004).<br /> effects of foreign exchange reserves on price<br /> Currency competition and inflation<br /> level: Evidence from China. Economics<br /> convergence. Center for Latin American<br /> Letters, 117(3), 870-873.<br /> Economics. Federal Reserve Bank of<br /> [6]. Chitu, L. (2016). Reserve accumulation, Dallas. Working Paper, 204.<br /> inflation and moral hazard: Evidence from a [13]. Heller, H. R. (1979). International reserves<br /> natural experiment. European Central Bank and world-wide inflation. Staff Papers,<br /> Working Paper series. 23(1), 61-87.<br /> <br /> 71<br /> Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật<br /> <br /> [14]. Hossain, A. A. (2010). Monetary targeting [25]. Nguyễn Thị Hồng. (2012). Đô la hóa và điều<br /> for price stability in Bangladesh: How hành chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Truy<br /> stable is its money demand function and the xuất từ cơ sở dữ liệu của NHNN Việt Nam.<br /> linkage between money supply growth and [26]. Nowak, M. M., Hviding, M. K., & Ricci,<br /> inflation?. Journal of Asian Economics, M. L. A. (2004). Can higher reserves<br /> 21(6), 564-578. help reduce exchange rate volatility? (No.<br /> [15]. International Monetary Fund, 2011, 4-189). International Monetary Fund.<br /> “Assessing the Need for Foreign Currency [27]. Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J.<br /> Reserves”. IMF survey magazine: policy. (2001). Bounds testing approaches to the<br /> [16]. International Monetary Fund. (2016), analysis of level relationships. Journal of<br /> “Adequacy of the Global Financial Safety applied econometrics, 16(3), 289-326.<br /> Net,”March 2016. [28]. Pineau, G., Dorrucci, E., Comelli, F., &<br /> [17]. Khan, M. S. (1979). Inflation and Lagerblom, A. (2006). The accumulation<br /> international reserves: a time-series of foreign reserves. ECB Occasional<br /> analysis. Staff Papers, 26(4), 699-724. Paper, (43).<br /> [18]. Lin, M. Y., & Wang, J. S. (2005). [29]. Phạm Thị Tuyết Trinh. (2015). Tác động<br /> Foreign exchange reserves and inflation: của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát:<br /> an empirical study of five east Asian Tiếp cận bằng mô hình VAR. Tạp chí phát<br /> economies. Aletheia University, Taiwan , triển kinh tế, 26(4), 46-68.<br /> Chengchi University, Taiwan, 1-18 [30]. Reinhart, C. M., Rogoff, K. S., & Savastano,<br /> [19]. McCandless Jr, G. T., & Weber, W. E. M. A. (2003). Addicted to dollars (No.<br /> (1995). Some monetary facts. Federal w10015). National bureau of economic<br /> Reserve Bank of Minneapolis. Quarterly research.<br /> Review-Federal Reserve Bank of [31]. Steiner, A. (2009). Does the Accumulation<br /> Minneapolis, 19(3), 2. of International Reserves Spur Inflation?<br /> [20]. Mengesha, L. G., & Holmes, M. J. (2015). A Panel Data Analysis. Osnabrueck:<br /> Does dollarization reduce or produce University of Osnabrueck.<br /> inflation?. Journal of Economic Studies, [32]. Steiner, A. (2017). Does the accumulation<br /> 42(3), 358-376. of international reserves spur inflation? A<br /> [21]. Moghadam, R., Hagan, S., Tweedie, A., reappraisal. The North American Journal<br /> of Economics and Finance, 41, 112-132.<br /> Viñals, J., & Ostry, J. D. (2010). The<br /> Fund’s Mandate—Future Financing Role. [33]. Thái Lan Anh. (2016). Cơ chế hoạt động<br /> IMF, March, 25, 2010. của Quyền rút vốn đặc biệt (SDR) tại Quỹ<br /> Tiền tệ quốc tế (IMF) và mối quan hệ với dự<br /> [22]. Nassar, K. B. (2005). Money demand<br /> trữ ngoại hối nhà nước của Việt Nam. Truy<br /> and inflation in Madagascar (No. 5-236).<br /> xuất từ cơ sở dữ liệu của NHNN Việt Nam.<br /> International Monetary Fund.<br /> [34]. Yeyati, E. L. (2006). Financial dollarization:<br /> [23]. Neumann, M. J. (1973). Special drawing<br /> evaluating the consequences. economic<br /> rights and inflation. Weltwirtschaftliches<br /> Policy, 21(45), 62-118.<br /> Archiv, 109(2), 232-252.<br /> [35]. Zhou, L., Zhang, N., & Chen, Q. Y. (2013).<br /> [24]. Nguyen, B. V. (2015). Effects of fiscal<br /> Foreign Exchange Reserves, Monetary<br /> deficit and money M2 supply on inflation:<br /> Policy and Inflation: an Empirical Study<br /> Evidence from selected economies of Asia.<br /> from China. Advances in Information<br /> Browser Download This Paper.<br /> Sciences and Service Sciences, 5(4), 92<br /> <br /> 72<br />