Đề tài Đánh giá sự thay đổi cấu trúc tài chính quốc tế và đo lường các chỉ số bộ ba bất khả thi của nhóm tác giả Aizenman, Chinn, Ito (2008)

nhân dân tệ lên 1%, số tài sản dự trữ bằng ngoại hối chuyển đổi ra nhân dân tệ sẽ mất giá 1%, dự trữ ngoại hối của Trung quốc tuy trên danh nghĩa vẫn là 2. 400 tỷ USD, song trên thực tế giá trị của nó quy đổi ra nhân dân tệ đã tự động giảm 1%, tương đương 24 tỷ USD. Các chuyên gia kinh tế nhấn mạnh, số ngoại hối dự trữ của Trung quốc đều được mua bằng nhân dân tệ do ngân hàng nhân dân Trung quốc phát hành, do đó đồng nhân dân tệ lên giá, chắc chắn sẽ gây thiệt hại đến tài sản dự trữ ngoại hối. Bên cạnh để đối phó với sức ép tăng giá NDT thì theo giới phân tích cần tăng lãi suất để duy trì sự cân bằng trong nền kinh tế, kiềm hãm lạm phát. Mặc dù biết rằng tăng lãi suất có thể làm tăng dòng vốn nóng đổ vào trong nước do kỳ vọng đồng NDT lên giá và lại dẫn đến sự biến động trong tỷ giá-> chính sách tiền tệ mất tính độc lập. Nhưng đây thực sự là lời khuyên đúng. Cụ thể khi nhìn lại quá khứ nước Nhật 10 năm trước, sau một thời gian các nền kinh tế vận hành trơn tru, nền kinh tế Nhật Bản bất ngờ bị rơi vào suy thoái, cuộc suy thoái của Nhât Bản kéo dài suốt 10 năm. Nguyên nhân chính là do Nhật Bản đã lựa chọn biện pháp ứng phó không thỏa đáng. Để đối phó với sức ép phải tăng giá Page 84 of 111 tiền tệ, Nhật Bản đã thực hiện chính sách nới lỏng tiền tệ triệt để bằng cách điều chỉnh lãi suất xuống rất thấp. Bằng chính sách nới lỏng tiền tệ, kinh tế Nhật Bản tăng trưởng mạnh nhưng đến đầu những năm 90, bong bóng tài sản bị vỡ, giá bất động sản của Nhật bị giảm mạnh. Quyết định của Trung Quốc tăng lãi suất vừa qua có thể ví như một mũi tên bắn vào 3 mục tiêu: Lạm phát, bong bóng bất động sản và bong bóng chứng khoán. 3. 3 Bài học kinh nghiệm từ câu chuyện Trung Quốc: Những phân tích trên đây cho thấy sự thành công của Trung Quốc trong công cuộc cải tổ và chuyển đổi nền kinh tế trong 20 năm qua có phần đóng góp quan trọng trong cách điều hành linh hoạt và chủ động chính sách tỷ giá hối đoái của Chính phủ Trung Quốc . Mặc dù, Trung Quốc chưa phải là một nước có nền kinh tế thị trường phát triển hoàn thiện, nhưng thực tiễn điều hành chính sách tỷ giá của Trung Quốc trong những năm qua đã thể hiện sự phân tích sâu sắc những bài học của nền kinh tế thị trường từ các nước phát triển và vận dụng một cách linh hoạt vào hoàn cảnh thực tế của Trung Quốc. Tuy nhiên, mọi việc không phải là trọn vẹn đối với Trung Quốc. Dù đã có những thành công nhưng Trung Quốc vẫn không tránh khỏi những tác động mà lý thuyết bộ ba bất khả thi đã nói. Việc duy trì chính sách tỷ giá cố định trong xu hướng dòng vốn ngoại ngày càng một gia tăng, và chính sách vô hiệu hoá ngày càng tỏ ra không hiệu quả, đã làm cho Trung Quốc mất đi tính tự chủ trong chính sách tiền tệ. Đó chính là sự gia tăng trong lạm phát, áp lực tăng giá đồng NDT, và khó khăn trong việc sử dụng công cụ lãi suất để chống lạm phát. 3.3.1. Chính sách can thiệp vô hiệu hoá ngày càng không hiệu quả: Mô hình Mundell-Flemming đã chỉ ra rằng, can thiệp vô hiệu hoá là một trong những biện pháp nhằm duy trì chính sách tỷ giá cố định, và sự độc lập về chính sách tiền tệ dưới áp lực của dòng tiền bên ngoài. Đối với Trung Quốc, ban đầu chính sách này tỏ ra khá hiệu quả khi mức độ mở cửa tài khoản vốn không cao và do vậy góp phần làm giảm cung tiền vào năm 2002-2003. Tuy nhiên, vào những năm sau đó, bất chấp các nỗ lực vô hiệu hoá, cung tiền của Trung Quốc vẫn tiếp tục gia tăng với tốc độ 16%/năm. Điều này đã “góp phần” vào xu hướng gia tăng của lạm phát. Chưa kể đến chính sách vô hiệu hoá, dù thế nào đi nữa nó vẫn là biện pháp can thiệp hành chính. Do vậy sẽ bóp méo cơ chế giá cả trên thị trường. Page 85 of 111 Thực tiễn trên ở Trung Quốc cho thấy, chính sách vô hiệu hoá không nên được xem như là một công cụ chiến lược lâu dài để giải quyết các vấn đề về lạm phát, tỷ giá. Thay vào đó, vô hiệu hoá nên là một trong những công cụ ngắn hạn, sử dụng linh hoạt, phối hợp với các công cụ khác. Thực tiễn tại Việt Nam cho thấy hành động vô hiệu hóa của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam vẫn đã làm tăng đáng kể cung VND, và điều này đã dẫn đến lạm phát tăng lên ở Việt Nam. Điều khác biệt giữa Việt Nam và Trung Quốc là cầu trong nước tăng lên mạnh nhưng không được đáp ứng bởi các nhà sản xuất trong nước, trong khi nhập khẩu vì nhiều lý do không tăng lên tương ứng, và vì những lý do khác. Vì vậy chính phủ Việt Nam nên cân nhắc kĩ khi sử dụng chính sách vô hiệu hóa sao cho hiệu quả nhất. 3.3.2. Góc nhìn từ thị trường cổ phiếu loại B : Năm 2006, các nhà nghiên cứu của Trung Quốc đề nghị sáp nhập thị trường cổ phiếu loại B với thị trường cổ phiếu loại A. Thế nhưng, điều mà Chính phủ Trung Quốc muốn duy trì, chính là lượng vốn ĐTNN vào nền kinh tế quá lớn, trong khi Trung Quốc liên tục thặng dư cán cân thương mại đã đưa đến sự dư thừa ngoại tệ trong nền kinh tế. Nếu hấp thụ dòng vốn này, tất yếu đẩy lạm phát của Trung Quốc đã cao lại càng tăng cao, tỷ giá không thể duy trì mức cạnh tranh cho hàng xuất khẩu. Đứng trước những vấn đề trên, Chính phủ Trung Quốc vẫn duy trì thị trường cổ phiếu loại B như một kênh tạo ra nhu cầu ngoại tệ trong nền kinh tế, khi cơ hội đầu tư ra nước ngoài của doanh nghiệp Trung Quốc không phải lúc nào cũng có và tăng cao tương ứng. Nhìn lại Việt Nam, kịch bản của nền kinh tế cũng tương tự, dòng vốn ĐTNN vào ồ ạt, nhất là dòng vốn đầu tư gián tiếp. Việc hấp thụ dòng vốn này đã đưa đến cung tiền mở rộng tăng, lạm phát là tất yếu. Trong khi đó, điều mà Việt Nam chưa tính đến là khơi thông dòng vốn này. Nếu như Trung Quốc cho phép doanh nghiệp đầu tư ra nước ngoài thì Việt Nam lại rất hạn chế, nhất là đầu tư gián tiếp. Nhu cầu ngoại tệ cũng chỉ đơn thuần cho hoạt động nhập khẩu và các khoản chuyển tiền đơn phương. Chính vì vậy, việc "dẫn thuỷ" tất yếu phải "nhập điền", thế là lạm phát sẽ xảy ra cho nền kinh tế, đồng nội tệ tăng giá gây bất lợi cho xuất khẩu. Có chăng chính phủ Việt Nam cũng nên nghĩ đến hình thành một thị trường này ở nước ta, dựa trên việc lựa chọn một số công ty để niêm yết. Có thể, các công ty trong Page 86 of 111 những ngành nghề không cần sự quản lý của Nhà nước hoặc những công ty sắp tới được tiến hành IPO kết hợp niêm yết . Điều đáng lưu ý cho giải pháp này là việc giao dịch, phải chọn ra những công ty niêm yết hoặc tiến hành IPO kết hợp niêm yết và cho giao dịch bằng đồng ngoại tệ. Thực hiện được điều này sẽ giữ chân được nhà ĐTNN đầu tư vào TTCK Việt Nam nhưng gặp khó khăn trong chuyển đổi ngoại tệ. 3.3.3. Tăng giá đồng NDT Với việc theo đuổi chính sách tiền tệ thắt chặt, Trung Quốc đang chấp nhận một sự tăng giá trong đồng NDT. Điều này cho thấy rằng, mục tiêu của Trung Quốc hiện nay là vấn đề lạm phát cũng như tình trạng bong bóng của các tài sản tài chính. Theo lý thuyết bộ ba bất khả thi, nếu chúng ta thực hiện một chính sách tỷ giá linh hoạt sẽ giúp duy trì được tính tự chủ của chính sách tiền tệ trong xu hướng hội nhập tài chính. Do vậy, chọn lựa của Trung Quốc lúc này là cho phép tỷ giá biến động trong một khung rộng hơn nhằm giảm bớt áp lực lạm phát. VN có thể sử dụng cách hành xử như Trung Quốc để cho phép VND tăng giá. Vấn đề còn lại là sẽ cho phép VND tăng giá ở mức bao nhiêu và giải quyết những khó khăn cho xuất khẩu và TTCK như thế nào. Điều này sẽ được nghiên cứu kỹ hơn trong các chương sau. 3.3.4. Đưa vốn vào sản xuất, hạn chế đầu tư tài chính: Khi Chính phủ Trung Quốc kích cầu và nới lỏng tín dụng, thị trường tài chính lập tức tràn ngập tiền mặt, đầu tư tăng vọt. Các nhà kinh tế của Ngân hàng BNP Paribas tính ra rằng dư nợ tín dụng mới tương đương 45% tổng sản lượng nửa đầu năm 2009 của Trung Quốc và họ chưa từng biết tới nền kinh tế nào khác có tăng trưởng tín dụng ở quy mô lớn như vậy từ trước tới nay. Tín dụng do các ngân hàng quốc doanh đưa ra theo chỉ thị của chính phủ trung ương làm dấy lên mối lo ngại rằng tiền đã đến tay nhiều người không có khả năng hoàn trả. Và quan trọng hơn là làm trầm trọng thêm tình trạng dư thừa công suất mà lẽ ra cần được điều chỉnh giảm giữa lúc xuất khẩu đang co lại mà nhu cầu của thị trường nội địa Page 87 of 111 vẫn hết sức yếu ớt. Đáng chú ý là khi thị trường thừa mứa tiền bạc nhưng hàng hóa cũng thừa mứa không kém nên Trung Quốc không bị sức ép lạm phát. Nhiều người vay được tiền nhưng không tìm được kênh đầu tư sản xuất sinh lợi đã chuyển sang đầu cơ chứng khoán và địa ốc. Ngân hàng RBS tính ra khoảng 20% số tiền vay nửa đầu năm nay được đổ vào chứng khoán, khoảng 30% nữa đổ vào bất động sản và các tài sản khác, làm bùng lên bong bóng tài sản. Nhưng thực tế ở Việt Nam, vấn đề trên chưa được xem xét đúng mức. Trong năm 2006 và 2007, khi TTCK tăng điểm ào ạt, các công ty phát hành cổ phiếu ồ ạt để huy động vốn. Trong số này, cũng có những công ty huy động vốn vì thực sự có những dự án đầu tư tốt. Nhưng nhiều công ty sau khi phát hành lại sử dụng số tiền có được để đi đầu tư vào cổ phiếu của các công ty khác và thị trường bất động sản. Do vậy, đồng vốn cứ lẩn quẩn trong thị trường chứng khoán, không được đưa vào sản xuất, và do đó không tạo ra thêm hàng hoá cho xã hội. Vấn đề sẽ trở nên trầm trọng hơn khi nhà nước mua vào ngoại tệ, trong khi cung tiền gia tăng mà không có một sự gia tăng tương ứng trong hàng hoá sẽ dẫn đến mất cân đối tiền hàng, và là một trong những nguyên nhân dẫn đến sự gia tăng của lạm phát và nguy cơ bong bóng tài sản tài chính. Nên nhớ, cuộc khủng hoảng tài chính ở Thái Lan 1997 cũng bắt đầu từ những điều tương tự như thế. 3.3.5. Mở cửa tài khoản vốn có lộ trình: Những phân tích ở trên đã chỉ ra rằng, Trung Quốc rất thận trọng trong vấn để mở cửa tài khoản vốn. Trong suốt một thời gian dài thực hiện cải cách kinh tế từ năm 1979- 1996. Trung Quốc đã gần như đóng cửa với dòng vốn FPI và chỉ thu nhận dòng vốn FDI để phát triển kinh tế. Trong giai đoạn tiếp theo, từ 1996-2004, dù vẫn tiếp tục thực hiện chặt chẽ các biện pháp kiểm soát vốn nhưng Trung Quốc dần hướng đến mở cửa cho dòng vốn FPI bên cạnh dòng vốn FDI. Trong giai đoạn bùng nổ của TTCK từ năm 2005 đến nay, Trung Quốc đã tiến hành nâng hạn ngạch cho các nhà đầu tư QFII từ 10 tỷ USD lên 30 tỷ USD. Các giao dịch ngoại hối cho tài khoản vốn cũng được nới lỏng cho phép các nhà đầu tư chuyển từ ngoại tệ sang nội tệ để đầu tư. Rõ ràng, việc mở cửa tài khoản vốn của Trung Quốc Page 88 of 111 là cả một quá trình lâu dài và có những bước đi phù hợp với sự phát triển của nền kinh tế. Tự do hoá thương mại trước khi thực hiện tự do hoá tài chính, đó là nguyên tắc trong vấn đề mở cửa tài khoản vốn và Trung Quốc là một ví dụ. Trong giai đoạn bùng nổ của TTCK từ năm 2005 đến nay, Trung Quốc đã tiến hành nâng hạn ngạch cho các nhà đầu tư QFII từ 10 tỷ USD lên 30 tỷ USD. Các giao dịch ngoại hối cho tài khoản vốn cũng được nới lỏng cho phép các nhà đầu tư chuyển từ ngoại tệ sang nội tệ để đầu tư. Rõ ràng, việc mở cửa tài khoản vốn của Trung Quốc là cả một quá trình lâu dài và có những bước đi phù hợp với sự phát triển của nền kinh tế. Tự do hoá thương mại trước khi thực hiện tự do hoá tài chính, đó là nguyên tắc trong vấn đề mở cửa tài khoản vốn và Trung Quốc là một ví dụ. Tóm lại, cái gọi là “bộ ba bất khả thi” hoàn toàn có thể là “bộ ba khả thi” trong một số trường hợp. Nền kinh tế Trung Quốc là một minh họa rõ nét cho hiện tượng này. Tuy nhiên, trong trường hợp của Việt Nam thì lý thuyết về “bộ ba bất khả thi” vẫn đúng cho đến thời điểm này. 4. LÝ THUYẾT BỘ BA BẤT KHẢ THI Ở VIỆT NAM 4.1 Cái nhìn tổng quan về các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam thời gian qua Trong phần này, chúng tôi nghiên cứu xem xét những thay đổi của các chỉ số của bộ ba bất khả thi ở Việt Nam qua các giai đoạn thời gian. Những nghiên cứu ngày được đặt trong tương quan so sánh với tình hình chung của nhóm các quốc gia đang phát triển không là mới nổi châu Á (NON-EMG DA)31, từ đó so sánh với các chỉ số của nhóm các quốc gia đang phát triển. Đi kèm với đó là việc xem xét một yếu tố vốn đang gây tranh cãi rằng liệu có thể gây ảnh hưởng bộ ba bất khả thi hay không, dự trữ ngoại hối. 31 Nhóm các quốc gia đang phát triển nhưng không mới nổi châu Á (Non-EMG Developing Asia countries). Nhóm này được hình thành từ các nước châu Á đang phát triển (theo cách phân loại của IMF) nhưng không thuộc các quốc gia mới nổi (cũng theo phân loại của IMF). Nhóm này gồm 20 nước: Afghanistan, Bangladesh, Bhutan, Brunei, Cambodia, Fiji, Kiribati, Lao, Malaysia, Maldives, Myanmar, Nepal, Pakistan, Papua New Guinea, Samoa, Solomon, Islands, Sri Lanka, Tonga, Vanuatu, Vietnam. Trong bài này, các thuật ngữ “khu vực”, “nhóm” là ám chỉ trong nhóm các nước NON-EMG DA này. Page 89 of 111 4.1.1 Tình hình các chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam. Các chỉ số độ ổn định tỷ giá (ERS), độc lập tiền tệ (MI) và độ mở tài chính (KAOPEN) ở Việt Nam có nhiều điểm đặc trưng riêng biệt nhưng dường như vẫn không có thoát ra khỏi nguyên lý đánh đổi của bộ ba bất khả thi. Bảng 11: Chỉ số bộ ba bất khả thi ở Việt Nam qua các thời kỳ từ 1970 đến 2008 Chỉ số 1970 - 1980 1981 - 1990 1991 - 2000 2001 - 2008 Ổn định tỷ giá (ERS) 0.47 0.49 0.71 0.84 Độc lập tiền tệ (MI) . . 0.66 0.57 Độ mở tài chính (KAOPEN) 0.05 0.00 0.16 0.16 Nguồn: Trilemma Indexes do tác giả Hiro Ito cung cấp, tính toán của tác giả. Bảng 12: So sánh chỉ số bộ ba bất khả thi của Việt Nam với nhóm các nước NON-EMG DA Chỉ số 1970 - 1980 1981 - 1990 1991 – 2000 2001 - 2008 Ổn định tỷ giá (ERS) Non-EMG AD 0.72 0.58 0.57 0.59 Việt Nam 0.47 0.49 0.71 0.84 Chênh lệch 0.25 0.09 -0.14 -0.25 F-statistics 67.285 *** 5.817 ** 21.025 *** 94.258 *** Độc lập tiền tệ (MI) Non-EMG AD 0.48 0.47 0.50 0.44 Việt Nam . . 0.66 0.57 Chênh lệch . . -0.12 -0.12 F-statistics 110.324 *** 26.857 *** Độ mở tài chính (KAOPEN) Non-EMG AD 0.18 0.23 0.32 0.26 Việt Nam 0.05 0.00 0.16 0.16 Chênh lệch 0.13 0.23 0.17 0.10 F-statistics 68.055 *** 167.081 *** 58.086 *** 29.068 *** Nguồn: Trilemma Indexes do tác giả Hiro Ito cung cấp, tính toán của tác giả. Bảng 11 thể hiện tình hình của 3 chỉ số này từ 1970 đến 2008. Chỉ số ERS chỉ mức độ ổn định của tỷ giá có xu hướng gia tăng theo thời gian. Giai đoạn 1070 – 1990, chỉ số này chỉ đạt giá trị ở mức trung bình (nhỏ hơn 0.5) nhưng 20 năm sau đã có những sự gia tăng rõ rệt, đáng nói hơn là trong giai đoạn này ERS của Việt Nam đã vượt trên mức trung bình của nhóm các nước NON-EMG DA. Nếu xét lịch sử chênh lệch giữa chỉ số này với mức trung bình khu vực thì có thể khái quát sơ lược là ban đầu Việt Nam nằm dưới mức trung bình của khu vực nhưng khoảng cách này thu hẹp theo thời gian và tiến đến vượt lên trên và vượt ngày càng nhiều. Mức độ ổn định ở mức trung bình (nhỏ hơn Page 90 of 111 0.5) từ năm 1970 đến 1990 phản ánh những đợt phá giá trong giai đoạn này cùng với chính sách ba tỷ giá chính thức. Trong giai đoạn này, tỷ giá thị trường tự do tồn tại song song với các tỷ giá của nhà nước. Bởi vậy tỷ giá giai đoạn này sẽ không quá cố định. Trong giai đoạn tiếp theo, NHNN thực hiện chính sách neo tỷ giá cùng với việc ấn định các biên độ dao động32. Mặc dù trong giai đoạn này NHNN cũng nhiều lần phá giá tiền Đồng nhưng đi kèm mỗi đợt phá giá đó luôn là biên độ dao động cho phép, các biên độ nhìn chung là rất nhỏ qua các thời kỳ, chính việc quy định biên độ dao động này đã làm cho tỷ giá USD/VND gần như cố định, neo chặt. Biên động dao động cũng thay đổi theo thời gian nhưng nhìn chung là rất nhỏ. Hình 24: Biên độ dao động tỷ giá USD/VND từ 1990 - 2011 Tương tự như ERS, chỉ sổ chỉ mức độ mở cửa tài khoản vốn KAOPEN cũng có xu hướng tương tự. Chỉ số này có xu hướng gia tăng theo thời gian, trừ giai đoạn 1981 – 1990 do chính sách đóng cửa của Nhà nước. Sau khi mở cửa hội nhập chỉ số này đã tăng lại phản ánh sự hội nhập nhiều hơn vào nền kinh tế toàn cầu của Việt Nam. So sánh với mặt bằng chung của khu vực, độ mở của Việt Nam luôn thấp hơn khu vực, tuy nhiên cùng với xu hướng gia tăng của mình thì khoảng cách này cũng được thu hẹp dần từ 0.23 32 Chính sách này thực tế đã được thực hiện trước đó vào năm 1989. Trong giai đoạn 1989 - 1990, Việt Nam thực hiện tỷ giá chính thức được thống nhất (OER), các NHTM được giao dịch với biên độ dao động là +/-5% 0 2 4 6 8 10 12 1 -D ec -9 0 1 -S ep -9 1 1 -J u n -9 2 1 -M ar -9 3 1 -D ec -9 3 1 -S ep -9 4 1 -J u n -9 5 1 -M ar -9 6 1 -D ec -9 6 1 -S ep -9 7 1 -J u n -9 8 1 -M ar -9 9 1 -D ec -9 9 1 -S ep -0 0 1 -J u n -0 1 1 -M ar -0 2 1 -D ec -0 2 1 -S ep -0 3 1 -J u n -0 4 1 -M ar -0 5 1 -D ec -0 5 1 -S ep -0 6 1 -J u n -0 7 1 -M ar -0 8 1 -D ec -0 8 1 -S ep -0 9 1 -J u n -1 0 1 -M ar -1 1 Biên độ (%) Biên độ (%) Page 91 of 111 (1981 – 1990) xuống còn 0.10 (2001 – 2008) và sẽ ngày càng thu hẹp trong tương lai bởi vì hội nhập là xu hướng tất yếu hiện nay. Theo lý thuyết kinh điển về bộ ba bất khả thi của Robert Mundell và Marcus Fleming, một khi hai chỉ số đã gia tăng thì chỉ số còn lại phải giảm để thể hiện sự đánh đổi. Thực tế Việt Nam đã chứng minh điều đó qua chỉ số MI, chỉ số thể hiện độ độc lập tiền tệ. Mặc dù không đủ dữ liệu để tính toán chỉ số này trong khoảng thời gian dài, nhưng với bộ dữ liệu từ 1996 đến 2008 cũng thể hiện sự đánh đổi này: chỉ số MI giảm qua 2 thời kỳ từ 0.66 xuống 0.57. Nếu xét với khu vực, MI của Việt Nam lại cao hơn mức trung bình của khu vực và khoảng cách này dường như không có dấu hiệu thay đổi. Sự thay đổi này là kết quả của sự thay đổi lãi suất tương đối của Việt Nam so với lãi suất của Mỹ. Nếu xem xét lại công thức tính MI ở phần đầu, và xác định Mỹ là quốc gia cơ bản để tính toán cho Việt Nam, thì yếu tố tác động đến giá trị MI sẽ là sự thay đổi tương đối giữa lãi suất Việt Nam và Mỹ, cụ thể là mối tương quan giữa 2 lãi suất này. Mối quan hệ này được trình bày dễ hiểu thông qua hình 25. MI nhận giá trị bằng 1 khi 2 lãi suất tương quan âm hoàn toàn, nhận giá trị 0.5 khi hai lãi suất hoàn toàn độc lập và nhận giá trị 0 khi 2 lãi suất tương quan dương hoàn toàn với nhau. Hình 25: Quan hệ giữa mức tương quan giữa lãi suất Việt Nam với Mỹ và chỉ số MI a. Lý thuyết b. Thực tế Việt Nam. -1.5 -1 -0.5 0 0.5 1 1.5 1 2 3 4 5 Correlation MI Page 92 of 111 Hình 25b cho ta thấy, giai đoạn từ năm 2000 trở về trước, lãi suất Việt Nam và lãi suất Mỹ tương quan âm với nhau, cụ thể là lãi suất Việt Nam có xu hướng giảm trong khi lãi suất Mỹ lại tăng. Điều này làm cho chỉ số MI là khá cao ở giai đoạn này. Ngược lại sau năm 2000, có nhiều thời điểm 2 lãi suất này lại biến độn cùng chiều, cùng tăng từ giữa năm 2004 hay cũng giảm từ giữa năm 2008, làm cho MI có xu hướng nhận giá trị thấp hơn. Kết quả là giá trị MI trung bình giai đoạn sau năm 2000 thấp hơn thời kỳ trước đó. Hình 26: Lãi suất Việt Nam và Mỹ giai đoạn 1996 – 2008. -1.000 -0.500 0.000 0.500 1.000 1.500 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Correlation MI Page 93 of 111 4.1.2 Sự phá vỡ mẫu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam Để xem xét sự phá vỡ cấu trúc của bộ ba bất khả thi ở Việt Nam, chúng tôi đã thực hiện kiểm định các chỉ số này trước và sau một số sự kiện kinh tế nổi bật. 2 sự kiện được nhắc đến nhiều là khủng nợ Mêxicô 1982và khủng hoảng tiền tệ châu Á 1997 – 1998. Ngoài ra, chúng tôi cũng kiểm nghiệm với 1 số sự kiện khác như khi Việt Nam tiến hành cải cách kinh tế 1986 hay khi Trung Quốc gia nhập WTO năm 2001, tuy nhiên dường như không có sự thay đổi đáng kể nào ở cả 3 chỉ số qua 2 sự kiện trên. Một số thay đổi được nhận ra qua cuộc khủng hoảng tiền tệ châu Á 1997 – 1998 được trình bày trong bảng dưới đây. Bảng 13: Sự phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở Việt Nam. 1970 - 1981 1983 - 1996 1999 - 2008 1970 - 1996 1999 - 2008 Ổn định tỷ giá (ERS) Trung bình 0.4347 0.6217 0.8756 0.5386 0.8756 Chênh lệch 0.1870 0.2539 0.3370 P-value 0.4172 0.1780 0.0082 ***33 Độc lập tiền tệ (MI) Trung bình . 0.5457 0.6140 0.5457 0.6140 Chênh lệch 0.0683 0.0683 P-value 0.7882 0.7882 Độ mở tài Trung bình 0.0446 0.0458 0.1685 0.0454 0.1685 33 Trong tất cả các kiểm định thống kê trong bài, chúng tôi quy định mức ý nghĩa như sau: *: 10%, **:5%, ***:1% .000 2.000 4.000 6.000 8.000 10.000 12.000 14.000 16.000 18.000 20.000 1 9 9 6 .J an 1 9 9 6 .J u n 1 9 9 6 .N o v 1 9 9 7 .A p r 1 9 9 7 .S ep 1 9 9 8 .F eb 1 9 9 8 .J u l 1 9 9 8 .D ec 1 9 9 9 .M ay 1 9 9 9 .O ct 2 0 0 0 .M ar 2 0 0 0 .A u g 2 0 0 1 .J an 2 0 0 1 .J u n 2 0 0 1 .N o v 2 0 0 2 .A p r 2 0 0 2 .S ep 2 0 0 3 .F eb 2 0 0 3 .J u l 2 0 0 3 .D ec 2 0 0 4 .M ay 2 0 0 4 .O ct 2 0 0 5 .M ar 2 0 0 5 .A u g 2 0 0 6 .J an 2 0 0 6 .J u n 2 0 0 6 .N o v 2 0 0 7 .A p r 2 0 0 7 .S ep 2 0 0 8 .F eb 2 0 0 8 .J u l 2 0 0 8 .D ec US. Interest Rate Vie. Interest Rate Page 94 of 111 chính (KAOPEN) Chênh lệch 0.0012 0.1228 0.1231 P-value 1.0000 0.0003 *** 0.0000 *** Nguồn: Trilemma Indexes do tác giả Hiro Ito cung cấp, tính toán của tác giả. Đầu tiên, chúng tôi không tìm ra sự thay đổi đáng kể nào trong chỉ số MI qua 2 cuộc khủng hoảng nói trên. Chúng tôi chỉ xác định được chỉ số MI cho Việt Nam từ năm 1996 trở đi, mặc dù trước và sau cuộc khủng hoảng đã có sự thay đổi về giá trị nhưng sự thay đổi này không có ý nghĩa thống kê. Ngược lại, chỉ số KAOPEN lại có sự thay đổi mạnh mẽ sau cuộc khủng hoảng tiền tệ châu Á 1997 – 1998 so với giai đoạn từ sau khủng hoảng Mêxicô. Đối với chỉ sô ERS, chúng tôi không tìm thấy thay đổi nào trước và sau khủng hoảng 1997 -1998, tuy nhiên có sự khác biệt giữa giai đoạn sau cuộc khủng hoảng này và trước khủng hoảng Mêxicô (từ 1970 đến 1981). Do đó, chúng tôi đã gộp 2 giai đoạn trước và sau khủng hoảng Mêxicô để kiểm định sự khác biệt này, kết quả được trình bày trong cột 4 và 5 của bảng. Với mức ý nghĩa 1%, chúng tôi xác nhận sự thay đổi cấu trúc mạnh mẽ của 2 chỉ số ERS và KAOPEN trước và sau cuộc khủng hoảng tiền tệ châu Á 1997 – 1998. Dù chỉ số MI không có nhiều sự thay đổi nhưng cuộc khủng hoảng này đã phá vỡ cấu trúc bộ ba bất khả thi ở 2 chỉ số ERS và KAOPEN của Việt Nam. 4.1.3 Quan hệ tuyến tính của các chỉ số trong bộ ba bất khả thi ở Việt Nam. Tiếp theo ta xem xét, liệu có quan hệ tuyến tính giữa các chỉ số này và liệu có sự đánh đổi giữa bộ ba chỉ số này như chỉ số ở Việt Nam hay không. Để xem xét vấn đề này, theo các tác giả (2008) chúng ta cần kiểm định tính phù hợp của mô hình sau: 1 = a.ERS + b.MI + c.KAOPEN (1) Trong đó: ERS, MI, KAOPEN chính là các chỉ số của bộ ba bất khả thi mà ta xét ở trên; a, b, c là các hệ số mà chúng ta cần ước lượng. Nếu mô hình (1) là phù hợp, chúng ta có thể kết luận rằng có một mối quan hệ tuyến tính giữa 3 chỉ số. Hơn nữa với một mô hình khác đặc biệt như mô hình (1) chúng ta còn có thể đưa ra kết luận rằng tổng có trọng số của chỉ số bộ ba bất khả thi là một hằng sô, bằng 1. Kết luận này đồng nghĩa với việc rằng nếu gia tăng 1 (hoặc 2) chỉ số trong bộ ba này sẽ dẫn đến sự sụt giảm của 2 (hoặc 1) chỉ số còn lại. Để xem kết quả ở Việt Nam, hãy xem bản kết quả dưới đây: Page 95 of 111 Bảng 14: Mô hình hồi quy 1 = a.ERS + b.MI + c.KAOPEN ở Việt Nam và các nước NON-EMG DA giai đoạn 1996 - 200834 VARiable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. NON-EMG AD ERS 0.392228 0.106048 3.698569 0.0004 MI 1.273047 0.15597 8.162102 0 KAOPEN 0.272983 0.097675 2.794816 0.0063 Việt Nam ERS 0.323649 0.029138 11.10747 0 MI 0.121743 0.043366 2.807336 0.0186 KAOPEN 3.53186 0.178243 19.81484 0 Bảng trên trình bày kết quả hồi quy của Việt Nam và hồi quy bảng dữ liệu của các nước trong nhóm NON-EMG DA. Thứ nhất, 2R của 2 mô hình đều lớn hơn , thể hiện sự phụ hợp của mô hình với những dữ liệu thống kê xác nhận được. Thứ 2, với mức ý nghĩa thống kê 5%, chúng ta có xác nhận sự phù hợp của các hệ số ước lượng được. Thứ 3, từ mô hình hồi quy nói trên, chúng ta sẽ tính ra được tổng có trọng số của 3 chỉ số bộ ba bất khả thi, giá trị của biếu thức a.ERS + b.MI + c.KAOPEN cho Việt Nam và cho cả khu vực. Kết quả này được trình bày trong hình 27. Tổng của 3 chỉ số này luôn gần sát giá trị 1 đối với cả Việt Nam và khu vực, hầu hết là thấp hơn 1 và tổng này chỉ vượt giá trị 1 trong 1 năm (đối với khu vực) hoặc 2 năm (đối với Việt Nam). Từ kết quả hồi quy cùng với việc xem xét tổng có trọng số của 3 chỉ số này, chúng ta có thể khẳng định: Việt Nam cũng giống như nhóm nước NON-EMG DA đều có những bằng chứng thực nghiệm để chứng minh sự đánh đổi các chỉ số trong bộ ba bất khả thi như lý thuyết đã trình bày. 34 Dữ liệu hồi quy của cả khu vực chỉ từ 1996 – 2007 vì một sô nước không có chỉ số KAOPEN vào năm 2008 Page 96 of 111 Hình 27: Tổng a.ERS + b.MI + c.KAOPEN ở Việt Nam và khu vực a. NON-EMG AD b. Việt Nam Cũng theo lý thuyết, một quốc gia chỉ có thể lựa chọn 2 trong ba chỉ số này. Hình 28a dưới đây sẽ cho ta thấy mức độ hiệu quả nếu Việt Nam lựa chọn ngẫu nhiên 2 trong 3 chỉ số trên. Bên cạnh đó, hình 28b cho phép chúng ta so sánh hiệu quả của những cách lựa chọn đó giữa Việt Nam với các nước khác trong nhóm. Hình 28: Hiều quả lựa chọn 2 trong 3 yếu tố trong bộ ba bất khả thi b. Việt Nam a. NON-EMG AD 0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 1.2 a.ERS+b.MI+c.KAOPEN Line 1 0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 1.2 1.4 1 9 9 6 1 9 9 7 1 9 9 8 1 9 9 9 2 0 0 0 2 0 0 1 2 0 0 2 2 0 0 3 2 0 0 4 2 0 0 5 2 0 0 6 2 0 0 7 2 0 0 8 a.ERS+b.MI+c.KAOPEN Line 1 0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 1.2 1 9 9 6 1 9 9 7 1 9 9 8 1 9 9 9 2 0 0 0 2 0 0 1 2 0 0 2 2 0 0 3 2 0 0 4 2 0 0 5 2 0 0 6 2 0 0 7 2 0 0 8 a.ERS+b.MI a.ERS+c.KAOPEN b.MI+c.KAOPEN Line 1 0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 1.2 a.ERS+b.MI a.ERS+c.KAOPEN b.MI+c.KAOPEN Line 1 Page 97 of 111 Hình 28a cho ta thấy: Lựa chọn chính sách có ưu tiên hội nhập tài chính sẽ đem lại hiệu quả cao hơn khi vắng mặt chỉ số này, tức là lựa chọn ổn định tỷ giá cùng độc lập tiền tệ. Việc lựa chọn đồng thời 2 chỉ số này khiến cho chính sách chung không đạt hiệu quả vì tổng trọng số của 2 chỉ số này rất thấp, thấp hơn mức 0.5. Ở vị thế ngược lại hoàn toàn là việc lựa chọn ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính, điều này phù hợp với những gì Việt Nam đã thực hiện trong thời gian qua và theo như kết quả ở trên việc làm này có thể nói là khá hiệu quả. Tuy nhiên việc lựa chọn hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ cũng đưa những hiệu quả nhất định và điều này càng nên được xem xét kỹ càng trong điều kiện mục tiêu kiềm chế lạm phát đang được nhà nước ta lựa chọn làm mục tiêu cơ bản hàng đầu như hiện nay. Nếu quan sát thêm hình 28b sẽ cho ra một ý tưởng khá hay nhưng không mới. Có vẻ Việt Nam chưa thực sự giống với thể giới, thậm chí là ngược lại với thế giới. 4.1.3 Dữ trữ ngoại hối ở Việt Nam liệu có thể gây ảnh hưởng lên bộ ba bất khả thi ở Việt Nam Một yếu tố có thể ảnh hưởng đến khả năng giải quyết bộ ba bất khả thi là dự trữ ngoại hối35. Với một lượng dự trữ ngoại hối khổng lồ, Trung Quốc có vẻ đã “thành công với bộ ba bất khả thi”. Nhận xét thành công hay chưa là một câu hỏi quá lớn, tuy nhiên thực tế thì Trung Quốc có thể vừa hội nhập tài chính, vừa giữ độc lập tiền tệ nhưng tỷ giá của Trung Quốc lại không biến động nhiều vì lượng dữ trữ ngoại hối có thể được tung ra để bình ổn tỷ giá. Trong phần tiếp theo, chúng tôi trình bày cơ bản về tình hình dự trữ ngoại hối của Việt Nam trong mối quan hệ đối chiếu với Trung Quốc nhằm đưa đặt ra vấn đề liệu Việt Nam có thể dùng dự trữ ngoại hối để can thiệp vào bộ ba bất khả thi được hay không? Bảng 15: Dữ trữ ngoại hối Việt Nam và Trung Quốc qua các thời kỳ 1976 - 1980 1981 - 1985 1986 – 1990 1991 - 1995 1996 - 2000 2001 - 2005 2006 - 2009 Trung Quốc 0.60% 4.09% 3.89% 5.16% 10.09% 17.91% 27.38% Việt Nam . . . 4.29% 6.66% 10.11% 16.17% Chênh lệch . . . 2.39% 3.43% 7.79% 11.21% 35 Trong bài này, dữ trữ ngoại hối được xét là tỷ lệ dự trữ ngoại hối trên GDP của năm tương ứng Page 98 of 111 Nguồn: IMF, dữ liệu Việt Nam từ năm 1995, Trung Quốc từ năm 1978 Bảng 15 cho thấy dữ trữ ngoại hối của Việt Nam và Trung Quốc đều tăng theo thời gian ( xét theo trung bình khoảng 5 năm), mặc dù Trung Quốc có giai đoạn giảm dữ trữ vao thập niên 80, nhưng đó chỉ là thời điểm Trung Quốc mới bắt đầu đổi mới. Tuy nhiên, mức độ dự trữ ngoại hối của Việt Nam thấp hơn Trung Quốc rất nhiều. Ngay trong tỷ lệ tương đối cũng phản ánh điều đó: mức 16.17% trong giai đoạn 2001 – 2005 mà Việt Nam đạt được vẫn chưa bằng những gì mà Trung Quốc đã làm được cách đó 5 năm. Đó là những so sánh dựa trên con số tương đối, nếu xét bằng giá trị thực thì khoảng cách này thực rất xa. Một điều khác cần quan tâm là khoảng cách này không có dấu hiệu giảm mà ngược lại còn tăng nhanh, nếu nửa đầu thập niên 90 dự trữ ngoại hối Việt Nam thấp hơn Trung Quốc 2.39% thì 15 năm sau, khoảng cách này đã là 12.21%. Tỷ lệ dữ trữ của Trung Quốc thường tăng nhanh chóng qua các sự kiện kinh tế như khủng hoảng tiền tệ châu Á 1997 – 1998 hay khi Trung Quốc gia nhập WTO, kiểm định thống kê đã chứng minh điều đó. Những tính toán thống kê cũng đưa ra kết quả tương tự cho Việt Nam. Bảng 16: Kiểm định sự thay đổi đáng kể dữ trữ ngoại hối qua các sự kiện lớn 1999 - 2000 2002 - 2009 1999 - 2005 2007 - 2009 Trung Quốc Trung bình 10.63% 23.25% 15.83% 28.19% Chênh lệch 06.64% 12.62% 12.36% F-statistics 15.6112 9.6217 14.84285 P-Value 0.0009 *** 0.0146 ** 0.004859 *** Việt Nam Trung bình 8.56% 13.26% 9.67% 16.67% Chênh lệch 4.15% 4.70% 7.00% F-statistics 129.2116 2.2820 14.23395 P-Value 0.0015 *** 0.1693 0.005444 *** Tóm lại, vấn đề dữ trữ ngoại hối ở Việt Nam và Trung Quốc có nhiều điểm tương đồng, tuy nhiên lại có một điểm khác biệt quan trọng, đó là quy mô. Trung Quốc đã dùng dự trữ ngoại hối để can thiệp thành công vào bộ ba bất khả thi, nhưng Việt Nam có vẻ Page 99 of 111 chưa sẵn sàng cho điều này, và nguyên nhân có lẽ là do sự khác biệt quan trong đã nêu ở trên. 4.2 Bộ ba bất khả thi và lạm phát Sau khủng hoảng kinh tế 2008, các nền kinh tế trên thế giới đang phải đối đầu với nhiều vấn nạn như sự gia tăng nợ công của khu vực Châu Âu, bong bóng tài sản ở Trung Quốc và hiện nay là tình hình lạm phát ngày càng nghiêm trọng ở nhiều quốc gia trong đó có Việt Nam. Mặc dù đã thực hiện nhiều biện pháp để kiềm chế lạm phát nhưng dường như các biện pháp này vẫn chưa phát huy tác dụng. Vậy đâu là con đường giành cho Việt Nam trong thời gian tới. Đầu tiên chúng ta hãy cùng xem xét bối cảnh của nền kinh tế Việt Nam lúc này. 4.2.1 Dòng vốn đầu tư: Để đáp ứng nhu cầu phát triển ngày càng cao thì trong những năm qua Việt Nam đã có nhiều biện pháp để thu hút dòng vốn đầu tư đặc biệt là dòng vốn đầu tư trực tiếp. Khi mới mở cửa, hệ thống tài chính còn non kém chúng ta chủ yếu tiếp nhận các dòng vốn đầu tư trực tiếp (FDI) còn đối với dòng vốn đầu tư gián tiếp (FPI) còn rất hạn chế. Qua các năm thì dòng vốn đầu tư này có xu hướng gia tăng rõ rệt đặc biệt sau khi Việt Nam gia nhập WTO, đỉnh điểm năm 2008 dòng vốn đầu tư trực tiếp đăng kí vào Việt Nam gần 72 tỷ USD và giải ngân 11,5 tỷ USD, tăng hơn 43% so với năm 2007 và tăng gần 180% so với năm 2006. Có thể nói đây là một con số tăng ấn tượng. Mặc dù sau khủng hoảng kinh tế toàn cầu 2008, dòng vốn đầu tư vào Việt Nam có chiều hướng suy giảm tuy nhiên với nội lực và tiềm năng phát triển thì dòng vốn đầu tư trong thời gian tới sẽ có nhiều chuyển biến tích cực. Page 100 of 111 Hình 29: Dòng vốn FDI đầu tư vào Việt Nam giai đoạn 1991-2009 4.2.2 Tài khoản vãng lai thâm hụt Hình 30: Diễn biến tỷ giá và nhập siêu ở Việt Nam. 0.0 2000.0 4000.0 6000.0 8000.0 10000.0 12000.0 14000.0 FDI (triệu USD) FDI (triệu USD) Page 101 of 111 Tình hình nhập siêu của Việt Nam gắn kết khá chặt chẽ với biến động của tỷ giá thực tế. Giai đoạn 1992-1996 tuy tỷ giá danh nghĩa được giữ tương đối ổn định nhưng do lạm phát của Việt Nam vẫn cao hơn nhiều so với lạm phát ở Mỹ nên VND đã lên giá thực tế. Gắn với quá trình lên giá này là sự gia tăng liên tục của thâm hụt thương mại. Giai đoạn từ 1997-2003 là giai đoạn VND mất giá danh nghĩa và do lạm phát ở Việt Nam thấp, VND cũng mất giá thực tế và gần như theo sát giá trị danh nghĩa. Thâm hụt thương mại nhìn chung ở mức thấp nhưng bắt đầu tăng cao vào cuối giai đoạn khi tỷ giá thực tế bắt đầu ngừng tăng. Những năm gần đây, từ 2003 đến nay, đánh dấu sự lên giá thực tế mạnh mẽ của VND do tỷ giá danh nghĩa được giữ tương đối cứng nhắc và sự mất giá danh nghĩa vào cuối năm 2008 và 2009 không bù đắp được chênh lệch lớn về lạm phát giữa Việt Nam và Mỹ. Gắn liền với tình trạng lên giá thực tế này là mức nhập siêu ngày càng lớn và kéo dài, mức nhập siêu năm 2008 là 17 tỷ USD và năm 2009 là khoảng 12 tỷ USD 4.2.3 Lạm phát và lãi suất ngày càng Tình hình lạm phát trong những năm vừa qua diễn biến ngày càng theo chiều hướng xấu. Năm 2007 lạm phát Việt Nam ở mức 12.57% và năm 2008 là 19.95%. Mặc dù chính phủ đã thực hiện nhiều biện pháp để kiềm chế lạm phát nhưng cho tới nay tính hiệu quả của những biện pháp này vẫn chưa thấy rõ trong khi mặt bằng lãi suất hiện nay đã khá cao, lãi suất huy động vốn kỳ hạn 1 năm hiện nay ở mức 14% và lãi suất cơ bản đã tăng từ 8% lên 9%. 4.2.4 Xem xét tác động của các nhân tố đến lạm phát Việt Nam đang trên đường hội nhập và phát triển, tuy nhiên tỷ lệ lạm phát cao sẽ là rào cản cho sự tăng trường trong thời gian tới. Vậy đâu là nguyên nhân gây ra lạm phát của Việt Nam. Trong phần này nhóm nghiên cứu sẽ sử dụng mô hình Vectơ tự hồi quy (VAR) để xem xét mức độ tác động của các nhân tố đến lạm phát theo một bài nghiên cứu của ngân hàng thanh toán quốc tế (Bis,2006) nhưng ở đây nhóm sử dụng dữ liệu từ tháng 6/1996 đến 8/2010. Hệ thống VAR cơ bản gồm các biến số nội địa như: CPI, Tỷ giá USD/VND (EX), cung tiền M2 của Việt Nam, tín dụng (CTE), lãi suất cho vay (LR) và các biến số Page 102 of 111 bên ngoài như cung tiền Mỹ M3US, giá hàng hóa gồm giá xăng PX và giá gạo PG (do khó khăn trong việc thu thập dữ liệu nên bài nghiên cứu ở đây sử dụng dữ liệu về giá gạo của Thái Lan và giá xăng của Anh để thay thế để chỉ ra xu hướng chung về giá cả hàng hóa của thế giới). Toàn bộ số liệu này được lấy từ nguồn quỹ tiền tệ thế giới (IMF). Tất cả các biến đều được lấy log trừ lãi suất. Mỗi phương trình gồm 13 độ trễ của mỗi biến. Các giai đoạn con cũng sẽ được chọn để kiểm tra tính ổn định của những phát hiện này. Sau khi ước lượng được mô hình VAR với các biến số như trên, bằng phương pháp phân tích phương sai (Variance decomposition) nhóm nghiên cứu sẽ xem xét tác động của các nhân tố đến lạm phát. Các biến số tỷ giá USD/VND, giá hàng hóa, cung tiền Mỹ M3US sẽ được cố định trong một hệ thống và hệ thống này sẽ xem xét tác động đến CPI như thế nào khi kết hợp với các biến số khác như CTE, M2, LR. Cần chú ý tính dừng của chuỗi dữ liệu khi ước lượng mô hình VAR. Đối với các tất cả các biến xét đến ở đây, chỉ có chuỗi CTE và M2VN là dừng còn các chuỗi còn lại đều không dừng và khi lấy sai phân bậc nhất thì các chuỗi này đều dừng. Kết quả nhận được khi ước lượng bằng mô hình VAR được nhóm tóm tắt trong ba bảng sau: Bảng 17: Hệ thống VAR cơ bản với CTE Với X1,X2,..Xt là các trễ của X tại tháng thứ 1, thứ 2 ..thứ t. Giai đoạn mẫu TG dự báo M3US PX PG EX CTE CPI 6/1996-8/2010 12 23.6 8.8 9.7 17.4 12.0 28.5 24 19.6 12.4 10.8 17.6 17.6 22.0 Page 103 of 111 6/1996-8/2009 12 36.6 15.8 9.8 17.2 8.8 11.7 24 19.8 24.5 31.5 4.7 9.7 9.7 Bảng 18: Hệ thống VAR cơ bản với M2 Giai đoạn mẫu TG dự báo M3US PX PG EX M2VN CPI 6/1996-8/2010 12 23.7 9.9 9.0 13.8 15.9 27.8 24 18.2 13.2 18.1 14.6 19.3 16.6 6/1996-8/2009 12 16.7 17.0 42.2 9.7 8.6 5.7 24 43.2 10.4 28.8 8.1 7.6 1.9 Bảng 19: Hệ thống VAR cơ bản với LR Giai đoạn mẫu TG dự báo M3US PX PG EX LR CPI 6/1996-8/2010 12 6.8 13.1 17.9 14.9 4.3 43.2 24 10.0 11.2 22.8 22.4 10.1 23.5 6/1996-8/2009 12 33.9 23.2 14.8 17.7 4.3 6.1 24 36.6 15.8 9.8 17.2 8.8 11.7 Dựa vào kết quả trên nhóm nghiên cứu thấy bên cạnh các nhân tố như cung tiền Mỹ, giá gạo, giá xăng, tỷ giá giải thích rất mạnh cho những biến đổi trong CPI thì khi xét mẫu dữ liệu đến tháng 8-2010 thì tín dụng và cung tiền là hai nhân tố có tác động lớn đến những biến đổi của CPI trong nước ( CTE là 17,6% và M2 là 19.3% trong thời gian 24 tháng) trong khi lãi suất lại có tác động đến CPI ở mức thấp hơn (10.1%). Kết quả này Page 104 of 111 có phần khác với kết quả của Bis khi xem xét trên chuỗi dữ liệu đến tháng 4-2005 khi cho rằng cung tiền và lãi suất có ảnh hưởng không đáng kể đến tình hình lạm phát trong nước trong khi tín dụng lại giải thích được khoảng 25% những biến đổi trong CPI. Đối với tác động của tín dụng với CPI thì điều này hoàn toàn là phù hợp với kết quả của Bis khi mà tốc độ tăng trưởng tín dụng của Việt Nam luôn ở mức cao, đặc biệt từ sau năm 2000. Ví dụ năm 2007 tăng trưởng tín dụng tới gần 54% và năm 2009 là 37.73% (duy chỉ có năm 2008 do chính phủ thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ nên tăng trưởng tín dụng chỉ dừng lại ở mức 20.4%). Nhưng có điểm khác trong giai đoạn này đó là vai trò của cung tiền đối với lạm phát khi mà lượng cung tiền trong những năm gần đây gia tăng không ngừng, một phần do dòng vốn đầu tư vào thị trường Việt Nam ngày một lớn và để theo đuổi mục tiêu ổn định tỷ giá buộc chính phủ đã tung một lượng nội tệ lớn ra để mua lại ngoại tệ. Như năm 2007 để mua lại 7 tỷ USD ngoại tệ thì NHNN đã bỏ ra gần 112.000 tỷ đồng (khoảng 10% GDP), và trong ba năm từ 2005-2007 mức tăng cung tiền của Việt Nam là khoảng 91.93% gấp 3.6 lần mức tăng trưởng GDP (25.1%). Chính vì thế mà cung tiền đã có tác động rất mạnh đến CPI trong cả khoảng thời gian 12 tháng và 24 tháng. Nếu như trong nghiên cứu trước của Bis thấy rằng lãi suất tác động không đáng kể đến CPI (dưới 5%) thì kết quả từ bài nghiên cứu của nhóm nhận thấy lãi suất có ảnh hưởng đến những biến đổi trong cpi ở mức khoảng 10.1% sau 24 tháng. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với những nghiên cứu trước đây. Như trong bài nghiên cứu của trung tâm nghiên cứu kinh tế và chính sách trường đại học Kinh Tế Quốc Dân Hà Nội vào tháng 6/2010 thì tăng trưởng tín dụng và lạm phát có sự tương quan lẫn nhau. Hình 31: Tăng trưởng tín dụng và lạm phát Page 105 of 111 4.2.5. Các đề xuất nhằm kiềm chế lạm phát trong nước: Trong phần các chỉ số trong bộ ba bất khả thi ở Việt Nam mà nhóm đã đề cập, chúng ta thấy rằng, Việt Nam đang chấp nhận độc lập tiền tệ ở mức trung bình để duy trì một chế độ tỷ giá ổn định ở mức cao (neo tỷ giá) và kiểm soát dòng vốn. Tuy nhiên trước thực trạng lạm phát ngày càng cao và xu hướng hội nhập toàn cầu thì buộc chúng ta phải chuyển đổi sang một hướng đi mới, hướng các chính sách nhằm giảm tốc lạm phát. Điều này cũng đồng nghĩa với việc chúng ta phải thay đổi mục tiêu trong bộ ba bất khả thi, kiểm soát vốn trong một chừng mực nào đó, tỷ giá phải linh hoạt hơn để đổi lại có thể thực hiện một chính sách tiền tệ độc lập hơn nhằm kiềm chế lạm phát. Ở đây nhóm nghiên cứu xin đề xuất một số biện pháp: Thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt: Đây có thể nói là một trong những biện pháp khá quen thuộc khi nhắc đến các giải pháp kiềm chế lạm phát. Tuy nhiên theo một bài nghiên cứu của tiến sĩ Quách Mạnh Hào, thắt chặt tiền tệ để chống lạm phát chỉ áp dụng đối với các quốc gia mà tín dụng cá nhân chiếm đa số trong khi đối với Việt Nam thì tín dụng cá nhân chỉ chiếm khoảng Page 106 of 111 15%-20% còn tín dụng doanh nghiệp chiếm từ 80%-85% thì việc thắt chặt tiền tệ có thể chỉ làm vấn nạn lạm phát ngày càng trầm trọng hơn đặc biệt là khi mặt bằng lãi suất ở Việt Nam hiện khá cao 12%-14%. Điều này được lý giải là khi chính phủ thực hiện các biện pháp thắt chặt tiền tệ như nâng lãi suất, tăng tỷ lệ dữ trữ bắt buộc, hạ mức tăng trưởng tín dụng thì các doanh nghiệp sẽ khó khăn trong việc tiếp cận nguồn vốn đồng thời chi phí vay vốn cũng cao hơn và dẫn đến giá cả hàng hóa cao hơn hoặc cung hàng hóa giảm hoặc cả hai. Tuy nhiên ở đây nhóm nghiên cứu muốn tiếp cận chính sách thắt chặt tiền tệ theo hướng giảm thiểu những rủi ro trên thị trường bằng các biện pháp như kiểm soát mức tăng trưởng tín dụng và lượng tiền trong lưu thông, giữ ổn định lãi suất và tiến tới giảm mặt bằng lãi suất. Điều này hoàn toàn phù hợp với những kết quả nghiên cứu định lượng của nhóm trong thời gian qua khi cung tiền và tín dụng có tác động nhiều đến lạm phát trong khi lãi suất ảnh hưởng k nhiều). Lạm phát là một vấn đề lâu dài, không phải ngày một ngày hai là có thể giải quyết được, do đó mà ở đây cần có một sự nhất quán trong chính sách dài hạn và một mục tiêu đặt ra cần được thực hiện một cách nghiêm chỉnh chứ không phải là một con số mang tính chất tham khảo. Thực hiện các biện pháp vô hiệu hóa khi cần thiết: Mặc dù trong điều kiện ngày nay, chính sách vô hiệu hóa đang gặp phải nhiều khó khăn và ngày càng trở nên không hiệu quả và tốn kém, tuy nhiên nếu sử dụng tốt thì chính sách vô hiệu hóa vẫn là một công cụ hỗ trợ tích cực góp phần giải quyết những vấn đề trong ngắn hạn. Thắt chặt chính sách tài khóa: Chính sách tiền tệ cần sự hỗ trợ từ chính sách tài khóa. Chính sách kiểm soát lạm phát ở Việt Nam không thể thành công nếu không có sự cam kết chi tiêu từ chính sách tài khóa, mức cầu từ chi tiêu của Chính phủ phải hợp lý và rõ ràng. Một nghiên cứu gần đây cho thấy có một kênh gián tiếp xảy ra khi chi tiêu Chính phủ tăng thì nguồn tài trợ sẽ gián tiếp chảy từ NHNN thông qua vòng chu chuyển của trái phiếu Chính phủ qua các ngân hàng thương mại. Điều này cho thấy chính sách tiền tệ có thể sẽ bị động do chính sách tài khóa mở rộng và việc này làm giảm hiệu quả của chính sách tiền tệ. Do vậy, cần phải cắt Page 107 of 111 giảm chi tiêu công và tập trung chi tiêu vào các hạng mục đầu tư có hiệu quả và các hạng mục mang lại lợi ích xã hội cao hơn Thực hiện chính sách tỷ giá thả nổi có quản lý: Chính sách tỷ giá chỉ có tác động cộng hưởng cho các tác động của chính sách tiền tệ đến nền kinh tế chứ không có tác động mạnh mẽ trực tiếp đến lạm phát. Điều này lí giải tại sao trong giai đoạn 1992-1996 khi toàn bộ nền kinh tế đang được kiểm soát tốt, chính sách tỷ giá ổn định góp phần vào việc ổn định và giảm lạm phát. Đồng thời nó cũng lí giải tại sao từ năm 2004 đến 2008, lạm phát lại tăng trở lại mặc dù tỷ giá được giữ ổn định. Nguyên nhân chính của điều này chính là sự gia tăng mạnh mẽ của cung tiền và tín dụng trong nền kinh tế. Nếu như chính phủ thực hiện chính sách tỷ giá cố định trong bối cảnh dòng vốn đổ vào nền kinh tế ngày càng nhiều thì tình trạng lạm phát có thể gia tăng một khi chính sách tiền tệ không phát huy được tác. Việc thả nổi tỷ giá góp phần cân bằng giữ giá cả hàng hóa trong và ngoài nước, góp phần giúp nền kinh tế phân bố tối ưu hơn, và có cơ chế tự điều chỉnh trước những biến động. Tất nhiên, đối với những biến động lớn thì chính phủ cũng cần có những biện pháp điều chỉnh kịp thời. Và để chính sách tỷ giá thả nổi có kiểm soát thực sự phát huy tác dụng, nâng uy tín của VND, thì Việt Nam cần phải chuẩn bị thêm một số điều kiện khác. Khi từ bỏ cơ chế neo tỷ giá NHNN buộc phải tìm một „mỏ neo‟ khác để thực thi các chính sách tiền tệ. Có hai „mỏ neo‟ mà NHTW các nước tìm đến: kiểm soát cung tiền và kiểm soát lạm phát theo mục tiêu định trước. Theo nhóm nghiên cứu, do những hạn chế trong điều kiện kinh tế của Việt Nam: tính độc lập của ngân hàng nhà nước còn thấp, thị trường ngoại hối phát triển chưa cao… mà đây là một trong những điều kiện để thực hiện lạm phát mục tiêu thì việc neo vào lạm phát mục tiêu trong thời gian tới là không khả thi. Chính vì thế đối với điều kiện của Việt Nam, nhóm đề xuất sử dụng neo kiểm soát cung tiền, điều này có vẻ dễ dàng hơn đối với Việt Nam, song song với nó cần chuẩn bị những điều kiện để chuyển sang neo lạm phát mục tiêu vì đây có thể nói là xu hướng chung của nhiều quốc gia trên thế giới. Page 108 of 111 Page 109 of 111 KẾT LUẬN Nói tóm lại, lý thuyết bộ ba bất khả thi dù có phát triển đến đâu đi nữa thì nó cũng mang một ý nghĩa bất di bất dịch, đó là sự thiếu hụt công cụ quản lí vĩ mô. Việc lựa chọn mẫu hình bộ ba bất khả thi thích hợp sẽ hỗ trợ đắc lực cho quá trình đạt được các mục tiêu đặt ra của một quốc gia, ngược lại sẽ đưa quốc gia đó tới “cái chết” mang tên khủng hoảng. Đặc biệt trong xu hướng hội nhập tài chính hiện nay, các quốc gia nhận được không ít nhưng cũng không nên bỏ qua các mất mác phải gánh chịu, một quốc gia sẽ phải đánh đổi giữa ổn định về tài chính và ổn định về tiền tệ. Do đó, các quốc gia đang phát triển với nền tài chính non yếu cần cân nhắc thận trọng. Thêm nữa, xu hướng hội tụ về mẫu hình trung gian của bộ ba bất khả thi sau khủng hoảng châu Á 1997 – 1998 được hỗ trợ bằng gia tăng nắm giữ dự trữ ngoại hối và các biện pháp can thiệp vô hiệu hóa chưa được kiểm định tính đúng đắn và dài hạn. Vấn đề càng phức tạp khi trong một vài năm gần đây chi phí của việc thực hiện chính sách trên ngày càng gia tăng. Vì vậy, công việc của các quốc gia đang phát triển là phải kiểm định rõ ràng tính phù hợp của mô hình này. Nếu nó thực sự đúng đắn thì cần phải phát triển những công cụ phù hợp để cắt giảm chi phí của việc thực thi chính sách này. Đối với Việt Nam, mẫu hình bộ ba bất khả thi ở Việt Nam mang những đặc trưng riêng, tuy nhiên vẫn không nằm ngoài khả năng giải thích của thuyết Mundell – Fleming. Những phân tích về tình hình dự trữ ngoại hối cho thấy, Việt Nam cũng có nhiều điểm tương đồng với Trung Quốc, tuy nhiên, việc sử dụng yếu tố này để can thiệp vào việc lựa chọn bộ ba bất khả thi ở Việt Nam trong tương lai gần là không khả thi vì qui mô dự trữ quá nhỏ. Kết quả kiểm định mô hình VAR cho thấy những tác động của việc lựa chọn mẫu hình bộ ba bất khả thi và tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam. Những phân tích định lượng chỉ ra rằng Việt Nam hiện đang lựa chọn ổn định tỷ giá hơn là độc lập tiền tệ. Tuy nhiên, điều này lại không phù hợp với mục tiêu hàng đầu của chính phủ hiện nay là kiềm chế lạm phát. Do đó, chúng tôi đề xuất đất nước chúng ta nên thực sự lựa chọn một chính sách tỷ giá thả nổi có quản lí “chính hiệu” nhằm đạt được một mức độc lập tiền tệ cao hơn hướng tới phục vụ cho mục tiêu kiềm chế lạm phát. Page 110 of 111 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Radhika Pandey, The impossible trinity: Robert Mundell’s path breaking contribution in the field of economics. Goubing Shen (2004), “The Choice of Exchange Rate Regime: A Tetrahedron Hypothesis”, China Business Review (Jounrnal), Volume 3, No.4. Sách Tài chính Quốc tế, GS.TS Trần Ngọc Thơ và PGS.TS Nguyễn Ngọc Định, Chương 11 “Bộ ba bất khả thi và những thay đổi trong cấu trúc tài chính quốc tế”. Sách Kinh tế vĩ mô (2009), Nguyễn Như Ý, Trần Thị Bích Dung, Chương 9: “Phân tích kinh tế vĩ mô trong nền kinh tế mở”. J. Aizenman, M.D Chinn, H. Ito (2008), “Assessing the emerging global financial architecture: Measuring the trillemma’s configurations over time”, NBER Working paper series. Jonathan D. Ostry, Atish R. Ghosh, Karl Habermeier, Marcos Chamon, Mahvash S. Qureshi, and Dennis B.S. Reinhardt (2010), “Capital inflows: The role of controls”, IMF Staff position note, Page 1 – 11. J. Aizenman, R. Glick (2008), “Sterilization, Monetary policy, and Global financial integration”, NBER Working paper series, Page 1 – 18. G.A. Calvo (1998), “Capital flows and capital-market crises: The simple economics of sudden stops”, Journal of Applied Economics, Page 1 – 3. Jang-Yung Lee (1997), “Sterilizing capital inflows”, IMF Economics Issue 7. Alina Carare, Mark Stone, Andrea Schaechter và Mark Zelmer (2002), “Establishing Initial Conditions in Support of Inflation targeting”, IMF Working Paper. Lạm phát mục tiêu: “Kinh nghiệm thế giới và giải pháp cho Việt Nam”, agroinfo.dyndns.org/inside/template/3150_7.doc. Philip R. Lane IIIS (2006), “The International Financial Integration of China và India”, Trinity College Dublin and CEPR. Page 111 of 111 Analysis provided by Vassili Serebriakov (2011), “CNY – Monetary Tightening Signals Currency Gains”, Currency Strategist, Wells Fargo Bank. Ravi Kanbur and Xiaobo Zhang (2005),“Fifty Years of Regional Inequality in China: a Journey Through Central Planning, Reform,and Openness”, SSRN Papers. Justin Yifu Lin, Fang Cai, and Zhou Li “The China Miracle: Development Strategy and Economic Reform”. Ulrich Camen, 2006, Monetary policy in Vietnam: the case of a transition country. Hernando VARgas H. 2005, Exchange Rate Policy and Inflation Targeting in Colombia. Corrinne Ho and Robert N McCauley, 2003, Living with flexible exchange rates: issues and recent experience in inflation targeting emerging market economies. Nguyễn Thị Thu Hằng, Đinh Tuấn Minh, Tô Trung Thành, Lê Hồng Giang, Phạm Văn Hà, 2010. Lựa chọn chính sách tỷ giá trong bối cảnh phục hồi kinh tế. Nguyễn Văn Sĩ, 2010, Kiểm soát dòng vốn nhằm ổn định và phát triển kinh tế Việt Nam trong giai đoạn hội nhập. Quách Mạnh Hào, 2011, Liệu thắt chặt tiền tệ có phải là lời giải cho lạm phát cao và ổn định vĩ mô? Quang Đông, Minh Tuấn, 2011, Kiềm chế lạm phát, kiên định chính sách sẽ thành công. sach-se-thanh-cong.htm