Đánh giá hiệu lực can thiệp vô hiệu hóa trên thị trường ngoại hối của ngân hàng nhà nước việt nam đại học kinh tế 2015

Khung phân tích lỦ thuy t ..... Tuy nhiên, ph ng pháp c.

CH NGăTRỊNHăGI NG D Y KINH T FULBRIGHT

-

LÊ PHAN ÁI NHÂN

ÁNHăGIÁăHI U L C CAN THI P VÔ HI U HÓA

CH NGăTRỊNHăGI NG D Y KINH T FULBRIGHT

-

LÊ PHAN ÁI NHÂN

ÁNHăGIÁăHI U L C CAN THI P VÔ HI U HÓA

L IăCAMă OAN

Tôi xin cam đoan lu n v n này hoàn toàn do tôi th c hi n Các đo n trích d n và s li u s

d ng trong lu n v n đ u đ c d n ngu n và có đ chính xác cao nh t trong ph m vi hi u

bi t c a tôi Lu n v n này không nh t thi t ph n ánh quan đi m c a tr ng i h c Kinh

t Thành ph H Chí εinh hay Ch ng trình Gi ng d y Kinh t Fulbright

Tp H Chí Minh, ngày 29 tháng 06 n m β01ε

Tác gi

Lê Phan Ái Nhân

L I C Mă N

L i đ u tiên, tôi xin bày t lòng bi t n sâu s c đ n th y James Riedel và th y Thiên

Anh Tu n đư nhi t tình giúp đ , h ng d n tr c ti p cho tôi hoàn thành lu n v n này

ng th i, tôi c ng xin g i l i c m n đ n th y Nguy n Xuân Thành đư có nh ng góp ý

và đ nh h ng rõ ràng trong quá trình th c hi n lu n v n

Tôi xin dành l i tri ân sâu s c đ n Quý th y cô giáo và các anh ch hi n đang công tác t i

Ch ng trình Gi ng d y Kinh t Fulbright đư trang b ki n th c và nhi t tình h tr m i

m t, t o ra môi tr ng h c t p nghiêm túc và ch t l ng cho tôi và các h c viên trong su t

TÓM T T

Tr c tình hình bi n đ ng c a dòng v n n c ngoài, đ n đ nh t giá, Ngân hàng Nhà

n c (NHNN) ph i th c hi n giao d ch mua bán ngo i h i tri t tiêu tác đ ng c a các

giao d ch này đ n cung ti n, NHNN th ng s d ng các bi n pháp vô hi u hóa M c tiêu

c a nghiên c u là đánh giá hi u l c can thi p vô hi u hóa c a NHNN trong giai đo n 2000 – 2014, đ ng th i g i Ủ chính sách đ NHNN nâng cao hi u l c c a can thi p Ph ng

pháp nghiên c u đ c s d ng là ph ng pháp đ nh tính k t h p đ nh l ng

Trong giai đo n 2000 – β01δ, NHNN đư s d ng nhi u công c vô hi u hóa khác nhau nh

nghi p v th tr ng m (OMO), t l d tr b t bu c, chuy n ti n g i Chính ph t ngân hàng th ng m i v NHNN Trong đó, NHNN chú tr ng hình th c can thi p theo ngh a

h p v i công c đ c s d ng ch y u và th ng xuyên nh t là OMO

D a trên khung phân tích lý thuy t, đ c bi t là k th a t các nghiên c u c a Brissimis,

Gibson và Tsakalotos(2002), c a Ouyang, Rajan và Willett (2010, 2011), lu n v n đư ti n

hành xây d ng và c l ng h ph ng trình đ ng th i b ng ph ng pháp Bình ph ng

t i thi u β giai đo n (2SLS) K t qu nghiên c u cho th y các can thi p vô hi u hóa ch đ t

đ c hi u l c m t ph n NHNN đ c đánh giá là ti n hành can thi p ch a k p th i, v i quy mô ch a phù h p Nguyên nhân ch y u là do: (i) s thi u đ c l p c a NHNN trong

đi u hành chính sách ti n t (CSTT); (ii) h n ch c a công c OMO; (iii) s thi u đa d ng

và linh ho t trong vi c s d ng các công c ; (iv) ch t l ng c a công tác phân tích và d

báo ch a t t; (v) m c đ t do hóa giao d ch v n cao Tuy nhiên, theo th i gian, tính hi u

l c c a can thi p vô hi u hóa đư có nh ng c i thi n nh t đ nh ó là k t qu c a s thay

đ i tích c c trong quan đi m, đ nh h ng đi u hành CSTT c a NHNN; c a s đúc k t t

bài h c kinh nghi m giai đo n 2007 – 2008 v đi u hành CSTT nói chung và chính sách

vô hi u hóa nói riêng; c a s chú tr ng phát tri n th tr ng m thông qua vi c hoàn thi n

h th ng v n b n pháp lu t, đ n gi n hóa th t c hành chính, đ u t đ i m i công ngh , thay đ i ph ng th c, kh i l ng và lãi su t giao d ch cho phù h p v i t ng giai đo n

D a trên k t qu nghiên c u, lu n v n đư đ xu t m t s g i ý chính sách, bao g m: (i) nâng cao tính đ c l p c a NHNN; (ii) linh ho t trong vi c s d ng các công c vô hi u

hóa; (iii) nâng cao ch t l ng công tác phân tích và d báo; (iv) ki m soát th n tr ng các

giao d ch v n, đ c bi t là các giao d ch v n có tính ch t đ u c

T khóa: Vô hi u hóa, hi u l c, th tr ng ngo i h i

M C L C

L IăCAMă OAN i

L I C Mă N ii

TÓM T T iii

M C L C iv

DANH M C T VI T T T vi

DANH M C B NG vii

DANH M C HÌNH vii

DANH M C H P vii

CH NGă1.ăGI I THI U 1

1.1 B i c nh chính sách 1

1.2 ε c tiêu nghiên c u 2

1.3 Câu h i nghiên c u 2

1.4 i t ng và ph m vi nghiên c u 2

1.5 Ph ng pháp nghiên c u 2

1.6 C u trúc c a lu n v n 3

CH NGă2.ăC ăS LÝ THUY T 4

2.1 Khái ni m can thi p vô hi u hóa 4

2.2 C ch can thi p vô hi u hóa 4

2.3 ánh giá hi u l c c a can thi p vô hi u hóa 6

2.3.1 Khung phân tích lỦ thuy t 6

2.3.2 T ng quan các nghiên c u th c nghi m 7

2.3.2.1 Các nghiên c u trên th gi i 7

2.3.2.2 Các nghiên c u Vi t Nam 9

2.4 Kinh nghi m s d ng các công c vô hi u hóa c a m t s NHTW trên th gi i 10

2.4.1 Nghi p v th tr ng m 10

2.4.2 D tr b t bu c 11

2.4.3 Các công c khác 12

2.4.3.1 Chuy n ti n g i Chính ph t NHTε v NHTW 12

2.4.3.2 H p đ ng hoán đ i ngo i h i (swap) 13

CH NGă3.ăT NG QUAN V CAN THI P VÔ HI U HÓA TRÊN TH TR NG

NGO I H I C AăNGÂNăHĨNGăNHĨăN C VI T NAM 14

3.1 Di n bi n d tr ngo i h i c a Vi t Nam 14

3.2 Các công c vô hi u hóa c a NHNN Vi t Nam 15

3.2.1 Nghi p v th tr ng m 15

3.2.2 D tr b t bu c 17

3.2.3 Các công c khác 19

CH NGă 4.ă ÁNHă GIÁă HI U L C CAN THI P VÔ HI U HÓA TRÊN TH TR NG NGO I H I C AăNGÂNăHĨNGăNHĨăN C VI T NAM 20

4.1 Xác đ nh mô hình c l ng 20

4.2 Bi n s và d li u 24

4.3 Ph ng pháp phân tích d li u 26

4.4 K t qu nghiên c u 27

4.4.1 K t qu ki m đ nh tính ch t c a chu i d li u 27

4.4.2 K t qu c l ng 27

4.5 ánh giá k t qu 30

CH NGă5.ăK T LU N VÀ G I Ý CHÍNH SÁCH 36

ε.1 K t lu n 36

ε.β G i ý chính sách 37

ε.β.1 T ng c ng tính đ c l p c a NHNN 37

ε.β.β S d ng linh ho t các công c vô hi u hóa 37

ε.β.γ Nâng cao ch t l ng công tác phân tích và d báo 39

ε.β.δ Ki m soát th n tr ng các giao d ch v n 39

ε.γ H n ch c a lu n v n và h ng phát tri n ti p theo 40

TĨIăLI UăTHAMăKH O 41

PH ăL C 46

DANH M C T VI T T T

T vi t t t T ti ng Anh T ti ng Vi t

ADF Augmented Dickey Fuller

BOP Balance of Payment Cán cân thanh toán

BOT Bank of Thailand Ngân hàng trung ng Thái δan

FDI Foreign Direct Investment u t tr c ti p n c ngoài

FPI Foreign Portfolio Investment u t gián ti p n c ngoài

GDP Gross Domestic Product T ng s n ph m qu c n i

GSO General Statistics Office T ng c c Th ng kê

IMF International Monetary Fund Qu Ti n t Qu c t

LSTR Logistic Smooth Transition

Regression

H i quy chuy n ti p tr n

NDA Net Domestic Assets Tài s n n i đ a ròng

NFA Net Foreign Assets Tài s n n c ngoài ròng

OLS Ordinary Least Squares Bình ph ng t i thi u thông th ng

OMO Open Market Operation Nghi p v th tr ng m

PBC People’s Bank of China Ngân hàng trung ng Trung Qu c

PP Phillips Perron

VAR Vector autoregression T h i qui vect

WTO World Trade Organization T ch c Th ng m i Th gi i

DANH M C B NG

B ng 2.1 B ng cân đ i k toán phân tích c a NHTW 4

B ng 2.2 Tác đ ng c a can thi p vô hi u hóa ho c không vô hi u hóa c a NHTW 5

B ng 4.1 K v ng d u c a các h s h i quy trong mô hình c l ng 22

B ng 4.2 Cách tính toán các bi n và ngu n d li u 24

B ng 4.3 K t qu ki m đ nh tính d ng 27

B ng 4.4 K t qu c l ng mô hình 27

DANH M C HÌNH Hình 2.1 Các công c vô hi u hóa c a Trung Qu c và chi phí 12

Hình 3.1 Cán cân thanh toán và d tr ngo i h i c a Vi t Nam giai đo n 2000 – 2014 14

Hình 3.2 Di n bi n ẤNFA và ẤεB giai đo n 2000 – 2014 16

Hình 3.3 Kh i l ng gi y t có giá do NHNN phát hành giai đo n 2007 - 2014 17

Hình 3.4 T l d tr chung và t l d tr b t bu c 18

Hình 3.5 S nhân ti n t giai đo n 2007-2008 18

Hình 3.6 Ti n g i Chính ph t i NHTε và NHNN giai đo n 2000 - 2014 19

Hình 4.1 K t qu c l ng cu n chi u 29

DANH M C H P H p 4.1 Bài h c kinh nghi m t giai đo n 2007 - 2008 33

CH NGă1

GI I THI U

1.1 B i c nh chính sách

Trong xu h ng t do hóa tài kho n v n t i nhi u qu c gia trên th gi i, Vi t Nam c ng

t ng b c n i l ng các rào c n đ u t , đ y m nh m c a th tr ng v n và t do hóa tài chính, đ c bi t là k t khi chính th c gia nh p T ch c Th ng m i Th gi i (WTO) n m β007 Trong giai đo n 2007 – 2014, lu ng v n vào ròng trung bình hàng n m đ t kho ng 8

t USD, cao g p 4 l n so v i giai đo n 2000 – 2006 Xét c c u cán cân v n, trong khi v n

đ u t tr c ti p n c ngoài (FDI) t ng tr ng t ng đ i n đ nh, v n đ u t gián ti p n c

ngoài (FPI) l i bi n đ ng h t s c khó l ng, nh h ng m nh đ n lu ng chu chuy n ngo i

t c a n n kinh t Tr c tình hình bi n đ ng c a dòng v n và v i m c tiêu n đ nh t giá, Ngân hàng Nhà n c (NHNN) ph i can thi p b ng cách thay đ i d tr ngo i h i Tính

đ n cu i n m β01δ, d tr ngo i h i c a NHNN đ t m c k l c v i x p x 35 t USD

các giao d ch trên th tr ng ngo i h i không làm nh h ng đ n cung ti n và l m phát

trong n n kinh t , NHNN đư ti n hành can thi p vô hi u hóa, trong đó, bi n pháp đ c s

d ng ch y u là nghi p v th tr ng m (OMO) Tính riêng giai đo n 2012 - 2014, NHNN đư phát hành t ng c ng h n 1.126 nghìn t Vi t Nam đ ng (VND) tín phi u nh m

m c đích vô hi u hóa

Trong quá trình đi u hành chính sách ti n t (CSTT), tính hi u l c c a can thi p vô hi u

hóa là v n đ đ c NHNN quan tâm C n c vào Báo cáo gi i trình ch t v n t i phiên h p

th 31 c a y ban th ng v Qu c h i s 230/BC-NHNN, NHNN kh ng đ nh đư “đi u hành đ ng b các công c CSTT đ đi u ti t l ng ti n cung ng phù h p v i m c tiêu

ki m soát l m phát, n đ nh kinh t v mô Theo đó, NHNN đư cung ti n ra n n kinh t ch

y u qua kênh mua ngo i t t ng d tr ngo i h i Nhà n c, nh ng rút ti n v qua phát

hành tín phi u NHNN, đ m b o đi u ti t ti n t phù h p v i m c tiêu ki m soát l m phát

đư đ ra” Trong khi đó, các nghiên c u th c nghi m c a Ph m Th Tuy t Trinh và

Nguy n Th H ng Vinh (2011), Tô Trung Thành (2013), Ph m Th Hoàng Anh và Bùi Duy Phú (2013) l i cho th y các can thi p vô hi u hóa c a NHNN ch đ t hi u l c m t

ph n, do đó v n gây nh h ng đ n l m phát trong n c Tuy nhiên, ph ng pháp c

l ng đ c các nghiên c u này s d ng b c l h n ch khi không gi i quy t đ c v n đ

n i sinh, khi n k t qu c l ng b hoài nghi Do đó, v n đ đ t ra là li u các can thi p vô

hi u hóa có th c s phát huy hi u l c nh nh ng gì th hi n trên báo cáo c a NHNN hay

không ây là m t câu h i c n có l i gi i v i nh ng lu n c b sung thêm

1.2 M c tiêu nghiên c u

Lu n v n đ t m c tiêu nghiên c u đánh giá hi u l c can thi p vô hi u hóa trên th tr ng

ngo i h i c a NHNN Vi t Nam giai đo n 2000 – β01δ, đ ng th i xác đ nh các y u t làm

h n ch hi u l c can thi p (n u có) T đó, lu n v n s khuy n ngh các chính sách nh m

nâng cao hi u l c c a can thi p vô hi u hóa

1.3 Câu h i nghiên c u

Lu n v n s nghiên c u đ l n l t tr l i các câu h i sau đây:

Th nh t, can thi p vô hi u hóa trên th tr ng ngo i h i c a NHNN Vi t Nam giai đo n

2000 – 2014 có phát huy hi u l c hay không?

Th hai, n u các can thi p không đ t hi u l c ho c ch đ t hi u l c m t ph n, đâu là nh ng

y u t làm h n ch hi u l c can thi p vô hi u hóa c a NHNN?

Th ba, NHNN c n th c hi n nh ng bi n pháp gì đ nâng cao hi u l c c a can thi p vô

hi u hóa?

1.4 iăt ng và ph m vi nghiên c u

i t ng c a nghiên c u là tính hi u l c c a can thi p vô hi u hóa c a NHNN Vi t Nam

D li u đ c s d ng trong nghiên c u n m trong giai đo n t n m β000 đ n n m β01δ vì

hai lý do: (i) tháng 07/2000 là c t m c mà OMO – công c vô hi u hóa ch y u c a

NHNN – chính th c đ c s d ng Vi t Nam; (ii) s li u dùng cho phân tích ch đ c

c p nh t đ n n m β01δ

1.5 Ph ngăphápănghiênăc u

Lu n v n s d ng ph ng pháp phân tích đ nh tính k t h p đ nh l ng đ đánh giá hi u

l c c a can thi p vô hi u hóa C th , d a trên ph ng pháp phân tích mô t , lu n v n đi

sâu vào phân tích di n bi n cán cân thanh toán (BOP) và d tr ngo i h i, c ng nh vi c

s d ng các công c vô hi u hóa c a NHNN Vi t Nam i v i phân tích đ nh l ng, lu n

v n s d ng ph ng pháp Bình ph ng t i thi u hai giai đo n (βSδS) đ c l ng h

ph ng trình đ ng th i, qua đó cho th y tính hi u l c c a can thi p vô hi u hóa c a

NHNN K t h p v i ph ng pháp so sánh, đ i chi u v i kinh nghi m c a các n c khác,

lu n v n ti n hành đánh giá các y u t làm h n ch hi u l c c a các bi n pháp vô hi u hóa

và đ a ra các g i ý chính sách

1.6 C uătrúcăc aălu năv n

V c u trúc, lu n v n đ c b c c thành n m ch ng Ch ng 1 gi i thi u v b i c nh chính sách, xác đ nh câu h i nghiên c u c ng nh đ i t ng, ph m vi và ph ng pháp

nghiên c u Ch ng β trình bày v c s lý thuy t, trong đó làm rõ khái ni m và c ch

c a can thi p vô hi u hóa, c ng nh kinh nghi m c a NHTW các n c trên th gi i trong

vi c s d ng các công c vô hi u hóa N i dung v khung phân tích lý thuy t và t ng quan các nghiên c u tr c s là n n t ng đ lu n v n ti n hành đánh giá hi u l c can thi p vô

hi u hóa c a NHNN ch ng sau Ch ng γ mô t v di n bi n BOP và d tr ngo i h i

c a Vi t Nam giai đo n 2000 – 2014 và t ng quan v các công c vô hi u hóa đ c

NHNN s d ng ch y u Ch ng δ cung c p b ng ch ng th c nghi m v hi u l c can

thi p vô hi u hóa c a NHNN trên c s xây d ng mô hình c l ng h ph ng trình

đ ng th i Ngoài ra, n i dung ch ng c ng th o lu n các y u t làm h n ch hi u l c can

thi p Ch ng ε đ a ra k t lu n và các g i ý chính sách d a vào phân tích Ch ng γ và

4

CH NGă2

C ăS LÝ THUY T

2.1 Khái ni m can thi p vô hi u hóa

Sloman (β00δ) đ nh ngh a can thi p vô hi u hóa (sterilization) là ho t đ ng c a NHTW

nh m tri t tiêu tác đ ng đ i v i cung ti n do s th ng d ho c thâm h t BOP gây ra

Dominguez (2009) cho r ng can thi p vô hi u hóa là quá trình NHTW th c hi n nh m đ m

b o cho các giao d ch trên th tr ng ngo i h i không nh h ng đ n ti n c s – m t b

ph n c u thành c a cung ti n D nh n th y s khác nhau trong hai khái ni m: n u nh

Sloman chú tr ng đ n “cung ti n”, Dominguez l i nh n m nh đ n “ti n c s ” Trong khi

đó, Frankel (1996) đư có s phân bi t gi a can thi p vô hi u hóa, theo ngh a h p là s bù

tr dòng v n đ ti n c s không b nh h ng, và theo ngh a r ng là s bù tr dòng v n

nh m gi cho cung ti n không đ i

Nh v y, có th chia khái ni m v can thi p vô hi u hóa thành hai nhóm Theo ngh a h p,

can thi p vô hi u hóa là bi n pháp đ c NHTW s d ng nh m tri t tiêu tác đ ng c a giao

d ch trên th tr ng ngo i h i đ n ti n c s Theo ngh a r ng, đó là bi n pháp nh m tri t tiêu tác đ ng c a giao d ch trên th tr ng ngo i h i đ n cung ti n

2.2.ăC ăch can thi p vô hi u hóa

B ng cân đ i k toán phân tích c a NHTW bao g m hai ph n là Tài s n Có (TSC) và Tài

 Kho n cho vay Chính ph ròng

 Kho n cho vay NHTM ròng

 Kho n cho vay khu v c t nhân ròng

Ngu n: Vi n Qu Ti n t Qu c t (1999)

Ph n TSC g m tài s n n c ngoài ròng (NFA) và tài s n n i đ a ròng (NDA) Ph n TSN là

Ti n c s (MB) T đó, có th thi t l p bi u th c: MB = NFA + NDA

Các giao d ch trên th tr ng ngo i h i b ng cách mua vào ho c bán ra đ ng ngo i t làm thay đ i NFA N u không có can thi p vô hi u hóa, ti n c s εB t ng, nh h ng đ n

m c cung ti n M2 theo công th c: M2 = MM*MB (MM là s nhân ti n t ) Do đó, NHTW

c n ti n hành can thi p vô hi u hóa sao cho cung ti n không đ i (Ấεβ = 0)

Các công c đ c s d ng đ th c hi n can thi p vô hi u hóa là khá đa d ng, tuy nhiên do

có s khác bi t trong c ch tác đ ng c a các công c nên có th phân chia thành hai nhóm

nh sau:

Nhóm th nh t bao g m các công c nh OεO, chuy n ti n g i c a Chính ph t ngân hàng th ng m i (NHTM) v NHTW… ε c đích c a NHTW khi s d ng các công c này là thay đ i NDA sao cho ẤεB = ẤNDA + ẤNFA = 0; ngh a là n u NFA t ng (gi m)

bao nhiêu thì NDA c n gi m (t ng) b y nhiêu Ch ng h n, giao d ch mua ngo i t c a NHTW làm gia t ng NFA Cùng lúc đó, can thi p vô hi u hóa, đi n hình là b ng cách bán

gi y t có giá (GTCG) do NHTW phát hành ho c do Chính ph phát hành đ c NHTW

n m gi , s làm NDA gi m Do s gia t ng trong NFA đ c bù tr hoàn toàn b i s s t

gi m trong NDA nên εB không đ i, vì v y tránh đ c áp l c đ i v i cung ti n và giá c

trong n n kinh t (B ng 2.2) Có th th y c ch tác đ ng c a nhóm công c này phù h p

v i đ nh ngh a can thi p vô hi u hóa theo ngh a h p

B ng 2.2: Tác đ ng c a các can thi p vô hi u hóa ho c không vô hi u hóa c a NHTW

Mua ngo i t và không có can

thi p vô hi u hóa T ng Không đ i T ng Không đ i T ng

Mua ngo i t và có can thi p

vô hi u hóa (nhóm 1) T ng Gi m Không đ i Không đ i Không đ i

Mua ngo i t và có can thi p

vô hi u hóa (nhóm 2) T ng Không đ i T ng Gi m Không đ i

Bán ngo i t và không có can

thi p vô hi u hóa Gi m Không đ i Gi m Không đ i Gi m

Bán ngo i t và có can thi p

vô hi u hóa (nhóm 1) Gi m T ng Không đ i Không đ i Không đ i

Bán ngo i t và có can thi p

vô hi u hóa (nhóm 2) Gi m Không đ i Gi m T ng Không đ i

Ngu n: T ng h p c a tác gi

Nhóm th hai bao g m các công c nh t l DTBB Khác v i nhóm th nh t, c ch tác

đ ng c a nhóm th hai ch p nh n s thay đ i c a MB, tuy nhiên cung ti n M2 v n không

b nh h ng nh vào s thay đ i kh n ng t o ti n c a h th ng NHTM Ch ng h n, ph n

ng v i s gia t ng εB khi NHTW giao d ch mua ngo i t , NHTW s t ng t l DTBB,

khi n cho s nhân ti n t MM gi m K t qu là cung ti n εβ không đ i (B ng 2.2)

2.3 ánhăgiáăhi u l c c a can thi p vô hi u hóa

2.3.1 Khung phân tích lý thuy t

C s đ đánh giá hi u l c c a can thi p vô hi u hóa là s phân tích m i quan h gi a hai

bi n s NDA và NFA d a vào hàm ph n ng CSTT (monetary policy reaction function) và hàm BOP (BOP function) Khung phân tích này đ c đ xu t b i Argy và Porter (1974)

Hàm ph n ng CSTT đ c bi u di n nh sau:

ẤNDAt= 0+ 1ẤNFAt+ 2Xt + ut (2.1)

Trong đó, ẤNDAt là thay đ i tài s n n i đ a ròng, ẤNFAt là thay đ i tài s n n c ngoài

ròng, Xt là các bi n khác nh h ng đ n ho t đ ng c a CSTT H s 1 đ c g i là h s

vô hi u hóa (sterilization coefficient), cho bi t ho t đ ng ti n t c a NHTW ph n ng nh

th nào tr c s thay đ i c a d tr ngo i h i đ ki m soát cung ti n N u 1 = -1, can thi p vô hi u hóa đ t hi u l c hoàn toàn, khi NFA t ng (gi m) 1 đ n v thì NHTW gi m (t ng) NDA 1 đ n v , do đó NHTW đư vô hi u hóa hoàn toàn tác đ ng c a s thay đ i

NFA lên cung ti n N u -1 < 1 < 0, can thi p vô hi u hóa đ t hi u l c m t ph n N u 1 =

0, NHTW không th c hi n can thi p ho c can thi p không có hi u l c N u 1 < -1, NHTW th t ch t CSTT m nh h n m c c n thi t, bi u th s vô hi u hóa quá m c (over-

sterilisation) N u 1 > 0, n n kinh t đ c đ t d i CSTT m r ng do nh ng lo ng i liên quan đ n kh ng ho ng

Khác v i hàm ph n ng CSTT, hàm BOP đ c xây d ng v i bi n ph thu c là ẤNFAt, trong khi bi n gi i thích chính là ẤNDAt D ng đ n gi n c a hàm BOP bi u th m i quan

h nh sau:

ẤNFAt= 0+ 1ẤNDAt+ 2Zt + vt (2.2)

Trong đó, Zt bi u th các bi n gi i thích khác nh h ng đ n BOP H s 1 đ c g i là h

s bù tr (offset coefficient), bi u th m c đ nh y c m c a dòng v n đ i v i ho t đ ng

ti n t trong n c 1 = -1 hàm ý v n di chuy n hoàn toàn t do, tác đ ng c a s thay đ i trong NDA đ i v i cung ti n n i đ a b bù tr hoàn toàn do s di chuy n t do c a v n 1

= 0 hàm ý v n b ki m soát hoàn toàn

Xét m i quan h gi a hai h s 1 và 1, giá tr (tuy t đ i) c a h s bù tr th p và h s vô

hi u hóa cao hàm ý r ng n n kinh t h n ch l u chuy n v n t do và NHTW có th vô

hi u hóa tác đ ng c a dòng v n m t cách hi u l c Ng c l i, giá tr (tuy t đ i) c a h s

bù tr cao và h s vô hi u hóa th p cho th y can thi p vô hi u hóa là kém hi u l c khi n n kinh t cho phép t do l u chuy n v n Gi s giao d ch mua vào ngo i t đ c NHTW

th c hi n kèm theo can thi p vô hi u hóa b ng cách phát hành tín phi u NHTW i u này

có th làm gia t ng lưi su t trong n c, thu hút thêm dòng v n vào, khi n can thi p vô hi u hóa ban đ u m t tác d ng khi NHTW ph i ti p t c gia t ng d tr ngo i h i M c đ t do

di chuy n v n càng cao, l ng v n đ vào càng nhi u, hi u l c c a chính sách vô hi u hóa

càng th p

C n l u Ủ là vi c phân tích m i quan h gi a hai bi n ẤNFAt và ẤNDAt ch cho phép đánh

giá hi u l c c a can thi p vô hi u hóa theo ngh a h p, mà không th s d ng đ k t lu n

đ i v i can thi p vô hi u hóa theo ngh a r ng Tuy nhiên, khung phân tích này v n đ c s

d ng r ng rãi trong nhi u nghiên c u vì OMO – v i c ch can thi p theo ngh a h p – là

Nhóm th nh t đánh giá hi u l c c a các can thi p vô hi u hóa d a vào vi c c l ng

hàm ph n ng CSTT m t cách riêng r b ng ph ng pháp Bình ph ng t i thi u thông

th ng (OLS) Aizenman và Glick (β009) đư s d ng t ng tr ng GDP làm bi n ki m soát

trong mô hình c a mình, k t qu là h s vô hi u hóa bi n đ ng trong kho ng -0,ζ đ n

-1,4, ph n ánh m c đ khác nhau c a vô hi u hóa tùy theo t ng qu c gia M c dù ph ng pháp OδS đ c s d ng trong nhi u nghiên c u vì tính đ n gi n, song nh c đi m c a

ph ng pháp này là không xét đ n tác đ ng ph n h i vì ẤNFAt có th b nh h ng b i tác

đ ng c a ẤNDAt, do đó, k t qu c l ng h s vô hi u hóa có th b thiên l ch và không

nh t quán

Nhóm th hai s d ng mô hình T h i quy vect (VAR) đ phân tích m i quan h gi a

NFA và NDA M t vài nghiên c u trong nhóm này đư đ a thêm các bi n vào mô hình nh

m c giá chung và t giá (Moreno, 1996), lãi su t n i đ a (Christensen, 2004), lãi su t n c

ngoài (He, Chu, Shu và Wong, 2005) K t qu nghiên c u c a Moreno (1996) cho th y

trong giai đo n 1981 – 1994, can thi p vô hi u hóa t i Hàn Qu c và ài δoan đ u đ t hi u

l c hoàn toàn So sánh gi a hai qu c gia, Hàn Qu c có s ki m soát v n ch t ch h n và

hi u l c vô hi u hóa cao h n u đi m c a ph ng pháp VAR là gi i quy t đ c v n đ

n i sinh và cho phép ch ra tác đ ng c a các cú s c đ n các bi n s trong mô hình Tuy

nhiên, m t h n ch quan tr ng c a ph ng pháp này là ch cho phép c l ng tác đ ng

c a các bi n tr mà không th c l ng tác đ ng đ ng th i

Nhóm th ba đo l ng m i quan h gi a ẤNFAt và ẤNDAt b ng cách c l ng h

ph ng trình đ ng th i (2.1) và (2.2) b ng ph ng pháp βSδS, theo đó kh c ph c đ c

các v n đ v n i sinh và tác đ ng đ ng th i v n là nh c đi m c a mô hình do hai nhóm

trên xây d ng Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002) là nghiên c u tiên phong xây d ng

h ph ng trình đ ng th i d a trên gi đ nh t i thi u hóa hàm t n th t (loss function) c a

NHTW Các thành ph n c a hàm t n th t là chênh l ch c a di n bi n th c t c a n n kinh

t v i m c tiêu c a CSTT ch ng h n nh l m phát, t ng tr ng s n l ng, bi n đ ng t

giá, bi n đ ng lãi su t K th a nghiên c u này, Ouyang và c ng s đư ti n hành đánh giá

hi u l c can thi p vô hi u hóa c a các qu c gia nh Trung Qu c (Ouyang, Rajan và Willet,

2010), Singapore và ài δoan (Ouyang và Rajan, 2011) Theo đó, các bi n nh s nhân

ti n t , ch s giá, thu nh p chu k , lãi su t n c ngoài và t giá k v ng, REER, chi tiêu

Chính ph , đ l ch lãi su t và t giá là các bi n đ c đ a thêm vào mô hình, bên c nh hai

bi n chính là ẤNDAt và ẤNFAt Trong tr ng h p c a Trung Qu c, k t qu nghiên c u

cho th y trong khi h s vô hi u hóa dao đ ng t -1,001 đ n -1,017, h s bù tr dao đ ng

t -0,ε17 đ n -0,522 Ngoài ra, k t qu c l ng cu n chi u (rolling estimation) cho th y

can thi p vô hi u hóa đ t hi u l c hoàn toàn cho đ n đ u n m β007, tuy nhiên t cu i 2007

đ n 2008, hi u l c ch đ t m t ph n (kho ng 70%)

M c dù h s vô hi u hóa và h s bù tr thay đ i tùy theo qu c gia và giai đo n nghiên

c u, song có th rút ra m t s k t lu n t các nghiên c u tr c nh sau:

Th nh t, qu c gia có m c đ t do di chuy n v n càng cao thì hi u l c c a can thi p vô

hi u hóa càng th p và ng c l i

Th hai, hi u l c c a can thi p vô hi u hóa có xu h ng gi m d n theo th i gian i u này

có th gi i thích là do trong th i gian đ u, th tr ng d dàng h p th các GTCG do

NHTW bán ra, hi u l c c a can thi p vô hi u hóa đ t m c cao Tuy nhiên, n u các can

thi p này là th ng xuyên và kéo dài, th tr ng khó có kh n ng h p th các GTCG nh

tr c, khi n hi u l c s t gi m M t khác, trong xu th m c a dòng v n c a các qu c gia,

m c đ t do l u chuy n v n t ng so v i giai đo n tr c nên làm gi m hi u l c c a can

s vô hi u hóa là -0,βδ, ngh a là 1% t ng lên c a NFA s làm NDA gi m 0,24%

n gi n h n, b ng cách ch đ a thêm bi n s n l ng công nghi p vào mô hình, Tô Trung

Thành (2013a) cho th y h s vô hi u hóa cho giai đo n t tháng 1/β00ε đ n tháng 4/2011

là -0,63, ph n ánh tính đ c l p v m t ti n t đư b m t đi m t ph n khi NHNN n i l ng

ki m soát dòng ngo i h i vào ra n n kinh t

S d ng mô hình tuy n tính và phi tuy n tính, Ph m Th Hoàng Anh và Bùi Duy Phú

(β01γ) c ng ng h l p lu n r ng NHNN ch vô hi u hóa đ c m t ph n tác đ ng c a can

thi p trên th tr ng ngo i h i t i l ng ti n c s Ngoài ra, k t qu nghiên c u cho th y

ho t đ ng vô hi u hóa luôn có đ tr nh t đ nh, th ng là 1 tháng

Tóm l i, m c dù có s khác bi t v cách l a ch n bi n s và giai đo n nghiên c u, nh ng

các nghiên c u trên có cùng m t k t lu n r ng can thi p vô hi u hóa c a NHNN là có hi u

l c nh ng không hoàn toàn Tuy nhiên, các nghiên c u này đ u s d ng ph ng pháp OδS

v n ch a gi i quy t đ c v n đ n i sinh gi a ẤNDAt và ẤNFAt nên t n t i nhi u hoài nghi v k t qu c l ng Do đó, lu n v n này s c l ng h ph ng trình đ ng th i

b ng ph ng pháp βSδS nh m t cách ti p c n khác đ đánh giá hi u l c can thi p vô hi u

hóa c a NHNN

2.4 Kinh nghi m s d ng các công c vô hi u hóa c a m t s NHTW trên th gi i 2.4.1 Nghi p v th tr ng m

OMO là công c vô hi u hóa đ c các NHTW s d ng ph bi n nh t u đi m chính c a

OMO là tính linh ho t, tính chính xác cao mà không làm bi n d ng th tr ng và không t o

gánh n ng đ i v i h th ng NHTε Tuy nhiên, đây c ng là công c đi kèm chi phí l n

phát sinh t lãi ph i tr cho các GTCG do NHTW phát hành H n n a, nó có th nh

h ng đ n lãi su t th tr ng ti n t trong n c

Qua nghiên c u tình hình s d ng OMO làm công c vô hi u hóa c a các NHTW trên th

gi i, đ c bi t là các qu c gia có h s vô hi u hóa cao nh Trung Qu c, Thái Lan (chi ti t

đ c trình bày Ph l c 2), có th rút ra m t s bài h c kinh nghi m nh sau:

Th nh t, thông th ng, các giao d ch trên th tr ng m có th là mua bán GTCG do

Chính ph phát hành Tuy nhiên, trong tr ng h p quy mô can thi p vô hi u hóa l n

nh ng l ng trái phi u Chính ph có gi i h n, NHTW có th t phát hành GTCG đ h p

th d th a thanh kho n V i v trí là nhà đi u hành CSTT, NHTW s có nhi u thông tin

c p nh t v cung – c u thanh kho n trong h th ng ngân hàng, do đó có th ch đ ng phát

hành GTCG v i k h n và lãi su t phù h p, giúp phát huy hi u l c c a can thi p vô hi u hóa Theo k t qu kh o sát c a εohanty và Berger (β01γ), có đ n 15 trong t ng s 21 NHTW đ c kh o sát cho r ng vi c phát hành tín phi u NHTW là hình th c can thi p vô

hi u hóa hi u l c nh t

Th hai, hi u l c c a can thi p vô hi u hóa thông qua OMO ph thu c vào đ c đi m kinh

t c a qu c gia, đ c bi t là m c đ di chuy n t do c a v n V n càng di chuy n t do, can

thi p vô hi u hóa càng kém hi u l c Tr ng h p c a C ng hòa Séc giai đo n 1993 – 1996

cho th y trong b i c nh có s khác bi t gi a lãi su t trong n c và n c ngoài, đ ng th i

các rào c n đ i v i dòng v n b d b , các NHTM vay ti n t th tr ng qu c t v i lãi

su t th p và đ u t vào trái phi u vô hi u hóa trong n c v i su t sinh l i cao h n δúc

này, NHTW C ng hòa Séc v i can thi p vô hi u hóa đư khuy n khích dòng v n ng n h n

đ vào nhi u h n, t o thành vòng lu n qu n c a quá trình vô hi u hóa (Christensen, 2004)

Th ba, các NHTW có xu h ng t ng th i gian đáo h n c a tín phi u phát hành nh m m c đích tác đ ng dài h n đ n d th a thanh kho n và nâng cao kh n ng ki m soát ti n t

H n n a, khi dòng v n vào t ng m nh, th i gian đáo h n dài h n có th ng n ng a dòng

v n đ u c , hi u l c c a vô hi u hóa nh đó đ c c i thi n Qu th c, n m β007, khi

NHTW Trung Qu c (PBC) phát hành trái phi u k h n γ n m, gi m phát hành trái phi u

k h n 1 n m (t 2,5 nghìn t CNY n m β00ζ xu ng 1,6 nghìn t CNY n m β007) và k

h n 6 tháng (t 95 t CNY n m β00ζ xu ng 0 t CNY n m β007), PBC đư đ t đ c m c

tiêu v t ng tr ng cung ti n (1ζ%) ây là đi u mà PBC ch a th c hi n đ c trong giai

đo n tr c, khi t ng tr ng εβ th ng cao h n kho ng 3% so v i m c tiêu (Mehrotra,

2013)

Ngoài ra, đ nâng cao hi u l c c a can thi p vô hi u hóa, NHTW c n l u Ủ đ n m t s v n

đ khác nh th c hi n t t công tác d báo đ xác đ nh quy mô can thi p phù h p, đa d ng

hóa các lo i GTCG tham gia giao d ch trên th tr ng m Bài h c kinh nghi m này đ c

rút ra t tr ng h p c a Thái Lan – qu c gia theo đu i chính sách l m phát m c tiêu Trên

c s xác đ nh lãi su t mua l i 14 ngày là m c tiêu ho t đ ng, NHTW Thái δan (BOT) đư

xây d ng mô hình d báo thanh kho n hàng ngày, d a vào b d li u v cung c u d tr

c a các NHTM và các d li u khác nh thay đ i ti n trong l u thông, chi tiêu Chính ph ,

các giao d ch trên th tr ng ngo i h i Ngoài ra, nh s ph i h p ch t ch v i B Tài chính, BOT đư l p k ho ch phát hành GTCG v i đa d ng các lo i k h n và không trùng

l p v i trái phi u Chính ph V i nhi u s n ph m đ l a ch n, th tr ng trái phi u trong

n c đư ngày càng thu hút các nhà đ u t c trong và ngoài n c, đ c bi t s tham gia c a các nhà đ u t n c ngoài đư t ng t kho ng ε% trong n m β010 lên 11% tính đ n cu i

n m β01β (BOT, β013)

2.4.2 D tr b t bu c

DTBB là công c có nh c đi m liên quan đ n s thi u linh ho t và nh h ng đ n kh

n ng thanh kho n c a h th ng NHTM Tuy nhiên, v n đ ti t ki m chi phí có th lý gi i cho đ ng c c a m t s NHTW khi s d ng công c này b i lãi su t ti n g i DTBB

th ng th p h n so v i lãi su t c a GTCG do NHTW phát hành Theo đó, Trung Qu c là

m t ví d đi n hình Xét s thay đ i trong t ng quan chi phí c a các công c vô hi u hóa,

Hình 2.1 cho th y khi l i su t c a tín phi u NHTW t ng vào n m β007 và β011, PBC đư

ch đ ng đi u ch nh t ng t l DTBB đ h p th thanh kho n, trong khi t m quan tr ng

c a tín phi u NHTW s t gi m (Mehrotra, 2013) Theo tính toán c a Ma, Xiandong và Xi (2011), vi c s d ng t l DTBB thay vì tín phi u NHTW có th giúp PBC ti t ki m kho ng 0,1% GDP n m β010

Hình 2.1: Các công c vô hi u hóa c a Trung Qu c và chi phí

Ngu n: Mehrotra (2013)

Ngoài ra, khi s d ng DTBB làm công c vô hi u hóa, c n xem xét đ n tính phù h p c a

công c đ i v i b i c nh kinh t c a qu c gia đ có đi u ch nh phù h p Zhang (2011) cho

r ng, Trung Qu c, do PBC tr lãi cho c DTBB và d tr v t m c, trong khi th tr ng

l i thi u h t các kênh đ u t thay th nên các đ nh ch nh n ti n g i có xu h ng duy trì t

l d tr v t m c cao S gia t ng t l DTBB d n đ n s s t gi m trong t l d tr v t

m c, nh ng s nhân ti n t không đ i, khi n can thi p vô hi u hóa không đ t hi u l c nh

mong mu n h n ch d tr v t m c, Trung Qu c đư gi m lãi su t đ i v i d tr v t

m c t 1,62%/n m (n m β00γ) xu ng 0,72%/n m (n m β008)

2.4.3 Các công c khác

2.4.3.1 Chuy n ti n g i Chính ph t NHTM v NHTW

Quy đ nh chuy n ti n g i Chính ph t NHTM v NHTW là m t hình th c vô hi u hóa

nh m gi cho ti n c s không đ i Vào th p niên 90, Malaysia, Thái Lan, Indonesia là các

qu c gia đư can thi p vô hi u hóa thành công b ng cách s d ng công c này So v i

OMO, công c này có chi phí tài chính th p h n vì lưi su t ti n g i t i NHTW th ng th p

h n lưi su t trái phi u Tuy nhiên, n u vi c chuy n ti n g i t NHTM v NHTW di n ra

th ng xuyên, quy mô l n và không báo tr c, s gây thi t h i cho ho t đ ng kinh doanh

c a h th ng NHTM M t khác, hi u l c c a hình th c can thi p này còn ph thu c vào quy mô c a ti n g i Chính ph trong h th ng ngân hàng Ch ng h n, Thái δan, n m

1992, khi t l ti n g i Chính ph NHTW đư chi m đ n 82%, vi c s d ng thêm công c

này khó có th phát huy hi u l c h n n a (Seng, 1998)

2.4.3.2 H păđ ngăhoánăđ i ngo i h i (swap)

T ng t nh OεO, h p đ ng swap là hình th c can thi p d a trên nguyên t c th tr ng

và có tính linh ho t cao v kh i l ng và k h n giao d ch Tuy nhiên, công c này v n t n

t i m t s m t h n ch nh t đ nh Do giao d ch swap t o ra đ l ch v th i gian đ i v i các

lu ng ti n nên NHTW ph i đ i di n v i r i ro lãi su t H n n a, công c này ch đ c s

d ng các qu c gia có th tr ng ngo i h i phát tri n sôi đ ng

Nh v y, m i hình th c can thi p vô hi u hóa đ u có nh ng u, nh c đi m riêng và vi c

s d ng k t h p nhi u công c khác nhau có th giúp nâng cao hi u l c can thi p vô hi u hóa Bài h c kinh nghi m t các qu c gia cho th y khi l a ch n công c can thi p, c n cân

nh c đ n m t s khía c nh nh : (i) đ c đi m c a công c can thi p; (ii) đi u ki n kinh t

c a qu c gia và (iii) t ng quan chi phí gi a các công c

CH NGă3

T NG QUAN V CAN THI P VÔ HI U HÓA

VI T NAM

3.1 Di n bi n d tr ngo i h i c a Vi t Nam

Di n bi n d tr ngo i h i c a Vi t Nam có th chia thành ba giai đo n chính (Hình 3.1)

Hình 3.1: Cán cân thanh toán và d tr ngo i h i c a Vi t Nam giai đo n 2000 – 2014

( n v : tri u USD)

Ngu n: IMF (2014), * NHNN (2014b)

Xét giai đo n 2000 – 2008, d tr ngo i h i t ng t ng đ i n đ nh t β000 đ n 2004 và

b t đ u t ng m nh t 2005 S ki n gia nh p WTO kèm theo nh ng tri n v ng v t ng

tr ng kinh t đư bi n Vi t Nam tr thành đi m đ n h p d n c a các nhà đ u t n c

ngoài S t ng tr ng m nh c a lu ng v n vào không nh ng đ bù đ p cho thâm h t cán

cân vãng lai mà còn làm BOP th ng d l n, do đó th ng d cán cân v n là ngu n g c ch

y u khi n quy mô d tr ngo i h i gia t ng nhanh chóng N m β008, d tr ngo i h i đ t

m c cao nh t là 24.176 tri u USD

Xét giai đo n 2009 – 2011, trong b i c nh dòng v n đ o chi u do tác đ ng tiêu c c c a

cu c kh ng ho ng tài chính toàn c u và các b t n kinh t v mô trong n c, đ n đ nh t

giá, NHNN ph i s d ng qu d tr ngo i h i đ can thi p vào th tr ng N m β009, quy

mô d tr ngo i h i s t gi m, ch còn 16.803 tri u USD, và ch m m c đáy là 1β.9βζ tri u

USD vào n m β010, sau đó t ng nh lên thêm 1.119 tri u USD n m β011

Sau khi có d u hi u ph c h i vào n m β011, d tr ngo i h i liên t c t ng m nh trong các

n m ti p theo nh vào th ng d trên c cán cân vãng lai và cán cân v n N m β01β, cán cân th ng m i đ t th ng d 9.88ε tri u USD, thêm vào đó là s tr l i c a các dòng v n

FDI và FPI khi n BOP th ng d 11.8ε9 tri u USD (t ng đ ng v i m c cao k l c n m

2007), kéo theo s gia t ng d tr ngo i h i t 14.045 tri u USD n m β011 lên βζ.11γ

tri u USD n m β01β Ti p t c đà gia t ng này, đ n n m β01δ, d tr ngo i h i đ t m c k

l c là 34.575 tri u USD

3.2 Các công c vô hi u hóa c a NHNN Vi t Nam

Bi n đ ng c a d tr ngo i h i bu c NHNN ph i can thi p đ vô hi u hóa tác đ ng c a nó

đ i v i cung ti n M2 c a n n kinh t Trong các công c đ c NHNN s d ng, OMO là

bi n pháp đ c s d ng ch y u và th ng xuyên nh t

3.2.1 Nghi p v th tr ng m

OMO b t đ u ho t đ ng t tháng 7/2000 Trong giai đo n đ u, d tr ngo i h i t ng v i

quy mô không l n, m t khác, giao d ch OMO còn h n ch nên vai trò c a công c này

ch a th hi n rõ nét

Vào các n m β007, β008, khi d tr ngo i h i t ng m nh, OMO là công c ch y u đ c

NHNN s d ng đ h p th thanh kho n T tháng ε/β007, NHNN đư hút ròng 11-14 nghìn

t VND m i tu n t l u thông, cho đ n cu i n m β007, con s này đư t ng lên 1ε-16,5

nghìn t VND (World Bank (2007) trích trong Tô Trung Thành (2013b)) Tháng 3/2008, bên c nh vi c giao d ch GTCG d a trên nguyên t c th tr ng, NHNN còn phát hành

20.300 t VND tín phi u b t bu c, k h n 364 ngày, lãi su t 7,8%/n m1

Tuy nhiên, theo

đánh giá s b , hi u l c c a can thi p vô hi u hóa b ng OεO trong giai đo n này khá h n

ch M c dù l ng ti n hút v trên th tr ng m khi n cho NDA gi m nh ng quy mô nh

1 Lãi su t tín phi u b t bu c đ c đi u ch nh t ng t 7,8%/n m lên 1γ%/n m (1/7/β008), sau đó gi m xu ng δ,ε%/n m (ββ/1β/β008)

h n nhi u so v i m c gia t ng c a NFA, khi n εB t ng trong cùng th i k , th hi n qua

m i liên h ch t ch gi a bi n đ ng c a NFA và MB (Hình 3.2)

Hình 3.2: Di n bi n ẤNFA và ẤεB giai đo n 2000 – 2014 ( n v : t VND)

Ngu n: Tính toán c a tác gi d a trên s li u c a IMF (2014)

đ i phó v i s s t gi m dòng v n vào giai đo n 2009 – β011, NHNN đư can thi p bán

ngo i t , đ ng th i th c hi n vô hi u hóa b ng cách mua vào GTCG trên th tr ng m

Kh i l ng mua ròng trong các n m β009, β010 và 2011 l n l t là 962 nghìn t VND,

2.101 nghìn t VND và 2.801 nghìn t VND (Ph l c 3)

Trong giai đo n 2012 – 2014, khi d tr ngo i h i có xu h ng t ng m nh tr l i, OMO

ti p t c phát huy tác d ng v i vai trò là công c vô hi u hóa Hình 3.2 cho th y trong khi

NFA gia t ng m nh m , MB ít bi n đ ng h n, ph n ánh NHNN đư ph n nào thành công

trong vi c vô hi u hóa tác đ ng c a tích l y d tr ngo i h i i m đáng chú Ủ là NHNN

đư ch đ ng phát hành tín phi u NHNN đ t ng c ng hút ti n t l u thông Khác v i đ t

phát hành tín phi u b t bu c n m β008, các đ t phát hành trong giai đo n này đ c xem là

hình th c can thi p có tính th tr ng, lãi su t trúng th u phù h p v i di n bi n lãi su t th

tr ng và tình hình thanh kho n c a h th ng Kh i l ng tín phi u NHNN phát hành t ng

t 138 nghìn t VND (n m β01β) lên β00 nghìn t VND (n m β01γ) và đ t m c cao nh t

là 788 nghìn t VND (n m β01δ) (Hình γ.γ) Nh v y, tính t n m β01β, NHNN đư phát

hành t ng c ng 1.126 nghìn t VND tín phi u K h n tín phi u tuy có đa d ng h n tr c,

song v n ch y u t p trung vào các k h n ng n (28, 56 và 91 ngày), do đó có th t o áp

l c ti p t c phát hành tín phi u NHNN trong th i gian t i, nh h ng đ n vi c đi u hòa

hi u hóa này c ng không đ t đ c hi u l c nh mong đ i

Trong giai đo n 2007 – 2008, t l DTBB đ c đi u ch nh t ng hai l n: Tháng 6/2007, t

l này t ng g p đôi, t ε% lên 10% đ i v i ti n g i không k h n và k h n d i 12 tháng,

t β% lên δ% đ i v i ti n g i có k h n t 12 tháng tr lên Sau đó, vào tháng β/β008, NHNN t ng t l DTBB thêm 1% đ i v i t t c các k h n, đ ng th i m r ng di n ph i DTBB đ i v i lo i ti n g i k h n t 24 tháng tr lên2

nh m nâng cao kh n ng đi u ti t

c a công c này

Tuy nhiên, c n l u Ủ r ng t l d tr chung, ch không ph i t l DTBB, là nhân t quy t

đ nh s nhân ti n t trong th c t Trong b i c nh t l d tr chung cao h n nhi u so v i

t l DTBB (Hình 3.4), vi c đi u ch nh t ng t l DTBB ch khi n cho t l d tr v t

2 Tr c tháng β/2008, quy đ nh v DTBB ch áp d ng đ i v i ti n g i không k h n và k h n d i βδ tháng

m c gi m xu ng, nh ng t l d tr chung không đ i K t qu là s nhân ti n t trong giai

đo n 2007 – 2008 h u nh không gi m (Hình 3.5), ph n ánh can thi p DTBB c a NHNN

là không hi u l c

H nhă3.4: T l d tr chung và t l d tr b t bu c

Ngu n: Riedel và Pham (2012)

Hình 3.5: S nhân ti n t giai đo n 2007 - 2008

Ghi chú: S nhân ti n t MM = M2/MB

Ngu n: Tính toán c a tác gi t IMF (2014)

Trong giai đo n 2009 – 2011, d i tác đ ng c a kh ng ho ng toàn c u và s tháo ch y c a

dòng v n, đ vô hi u hóa tác đ ng ti n t c a vi c bán d tr ngo i h i và th c hi n CSTT

m r ng, NHNN đư gi m t l DTBB t 11% xu ng 3%, khi n s nhân ti n t gia t ng

Tuy nhiên, k t 2012, m c dù NFA t ng tr l i v i quy mô r t l n nh ng NHNN đư không đi u ch nh DTBB đ ki m soát cung ti n do lo ng i v tính d t n th ng c a h

th ng NHTM Trong b i c nh ph i đ i di n v i nhi u r i ro nh r i ro thanh kho n, r i ro

n x u, r i ro chéo v i các th tr ng tài s n, h th ng NHTε đ c cho là khó có th ch u

đ c cú s c gia t ng DTBB (Tô Trung Thành, 2013a)

3.2.3 Các công c khác

Bên c nh các công c nh OεO và t l DTBB, NHNN còn k t h p s d ng các công c

khác nh m m c đích vô hi u hóa, tùy vào di n bi n ti n t c th c a t ng giai đo n

Ch ng h n, n m 2008, nh m m c tiêu n đ nh ti n t và ki m soát l m phát, c n c vào

v n b n 319/TTg-KTTH ban hành ngày γ/γ/β008, NHNN đư ph i h p v i B Tài chính

th c hi n l trình chuy n ti n g i Chính ph t h th ng các t ch c tín d ng v NHNN

K t qu là ti n g i Chính ph t i NHNN gia t ng, chi m trên 50% t ng ti n g i c a Chính

ph (Hình 3.6) Tuy nhiên, k t n m β01β đ n nay, m c dù d tr ngo i h i t ng m nh tr

l i nh ng công c này h u nh không đ c s d ng, t tr ng ti n g i c a Chính ph t i

CH NGă4

ÁNHăGIÁăHI U L C CAN THI P VÔ HI U HÓA

VI T NAM

4.1.ăXácăđ nh môăh nhă căl ng

V lý thuy t, có nhi u công c đ th c hi n can thi p vô hi u hóa Tuy nhiên, theo phân

tích Ch ng γ, do NHNN ch y u can thi p b ng công c OMO nên khung phân tích

đánh giá hi u l c c a can thi p vô hi u hóa theo ngh a h p trình bày m c 2.3.1 s đ c

tác gi s d ng đ đánh giá cho tr ng h p c a Vi t Nam

đánh giá hi u l c c a can thi p vô hi u hóa, tác gi xây d ng h ph ng trình đ ng

th i và s d ng ph ng pháp βSδS đ ti n hành c l ng vì u đi m c a ph ng pháp

này so v i các ph ng pháp khác nh OδS hay VAR khi cho phép gi i quy t v n đ n i

sinh, c ng nh c l ng tác đ ng đ ng th i c a hai bi n s ẤNFAt và ẤNDAt

K th a cách ti p c n d a trên hàm t n th t c a NHTW trong nghiên c u c a Brissimis,

Gibson và Tsakalotos (2002), c a Ouyang, Rajan và Willett (2010, 2011), tác gi đư xác

đ nh đ c các bi n ngo i sinh đ a vào mô hình và chi ti t đ c trình bày Ph l c 5 Mô

hình đ c xây d ng d a trên gi đ nh NHNN có hàm t n th t và NHNN c n th c hi n can

thi p nh m m c tiêu t i thi u hóa t n th t Hàm t n th t bao g m bình ph ng đ l ch

m c giá chung so v i m c tiêu, bình ph ng đ l ch s n l ng, đ bi n đ ng c a t giá và

lãi su t Gi đ nh này có th đ c ch p nh n trong tr ng h p c a Vi t Nam b i ki m soát

l m phát, thúc đ y t ng tr ng kinh t và n đ nh t giá là các m c tiêu CSTT mà Vi t

Nam theo đu i i u này đ c quy đ nh rõ trong Lu t NHNN (1997) và đ c xác th c

trong m t s nghiên c u nh Carmen (β00ζ), y ban Kinh t Qu c h i và UNDP t i Vi t

Nam (2012) Ngoài ra, NHNN còn quan tâm đ n n đ nh lãi su t đ n đ nh th tr ng ti n

t , vì bi n đ ng lãi su t có th phát tín hi u sai l ch trên th tr ng v chi u h ng c a

CSTT

ẤNDA*tlà thay đ i tài s n n i đ a ròng (có hi u ch nh) so v i GDP;

ẤNFA*tlà thay đ i tài s n n c ngoài ròng (có hi u ch nh) so v i GDP;

ẤMMtlà thay đ i trong s nhân ti n t ;

ẤCPItlà thay đ i trong ch s giá;

GAPtlà đ l ch s n l ng;

ẤREERtlà thay đ i trong t giá th c đa ph ng;

Ấ(r*t + Etet+1) là thay đ i trong lãi su t n c ngoài (USD) c ng v i thay đ i trong t giá

danh ngh a k v ng (VND/USD);

d1 là bi n gi : d1 = 2 n u th tr ng ti n t d th a thanh kho n (ẤNDA*t < 0) và d1 = 0

n u th tr ng ti n t thi u h t thanh kho n (ẤNDA*t > 0);

d2 là bi n gi : d2 = 2 n u th tr ng ngo i h i d c u (ẤNFA*t < 0) và d2 = 0 n u th tr ng

ngo i h i d cung (ẤNFA*t > 0);

SDrtlà đ l ch c a bi n đ ng lãi su t VND;

SDetlà đ l ch c a bi n đ ng t giá VND/USD

M i quan tâm chính c a lu n v n là h s vô hi u hóa 1 và h s bù tr 1 v i k v ng hai

h s này mang d u (-)

Ngoài ra, k v ng v d u c a các h s h i quy khác trong mô hình c l ng đ c tóm

t t trong B ng 4.1

B ng 4.1: K v ng d u c a các h s h i quy trong mô hình c l ng

và Rajan (2011); Chung, Hwang và Wang (2014)

(-)

2 ẤNDA* t

(-):Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002);

(-)

(-): Ouyang, Rajan và Willett (2010); Chung, Hwang và Wang (2014)

(-)

4 ẤCPI t-1

(-): Ouyang, Rajan và Willett (2010) (+): Chung, Hwang và Wang (2014); Ph m Th Hoàng Anh và Bùi Duy Phú (2013)

(-)

(-): Ouyang, Rajan và Willett (2010) (+): Chung, Hwang và Wang (2014)

(-)

5 GAP t-1

(-): Ouyang, Rajan và Willett (2010); Chung, Hwang và Wang (2014)

(-)

(-): Ouyang, Rajan và Willett (2010); Chung, Hwang và Wang (2014)

(+)

7 Ấ(r* t +

Ee t+1 )

(-): Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002); Ouyang

và Rajan (2011)

(-)

(-): Brissimis, Gibson và Tsakalotos (2002);

Ouyang và Rajan (2011)

(-)

Ngu n: T ng h p t các nghiên c u tr c và k v ng d u c a tác gi

H s c aăthayăđ i s nhân ti n t : Khi εε t ng, cung ti n n i đ a t ng, lưi su t gi m,

kéo theo dòng v n ch y ra n c ngoài, d tr ngo i h i gi m khi n NFA gi m, do đó, 2

đ c k v ng mang d u (-) Ph n ng l i v i s gia t ng c a MM, NHTW s th c thi

H s c aăđ l ch s năl ng: 4đ c k v ng mang d u (-) b i vì s gia t ng trong GAP

có th làm x u đi tài kho n vãng lai (NFA gi m) do hi u ng thu nh p 4 đ c k v ng

mang d u (-) b i vì NHTW th ng th c hi n CSTT ngh ch chu k , t c là m r ng đ i v i

th i k kh ng ho ng và th t ch t đ i v i th i k t ng tr ng

H s c aăthayăđ i t giá th căđaăph ng: REER gi m, t c n i t t ng giá làm x u đi tài

kho n vãng lai, nh h ng đ n d tr ngo i h i, làm NFA gi m, do đó 5 có th mang d u (+) Xu h ng t ng giá đ ng n i t bu c NHTW ph i th c thi CSTT m r ng đ gi m áp

l c lên đ ng n i t nên 5đ c k v ng mang d u (-)

H s c aăthayăđ i lãi su tăn c ngoài c ng v iăthayăđ i t giáădanhăngh aăk v ng:

S gia t ng lưi su t n c ngoài ho c s k v ng đ ng n i t gi m giá làm cho c h i đ u

t n c ngoài tr nên h p d n h n, dòng v n có xu h ng ch y ra n c ngoài nên 6đ c

k v ng mang d u (-) Ph n ng v i s gia t ng c a r*+Ee, NHTW s th c thi CSTT th t

ch t nh m duy trì s n đ nh c a t giá, do đó, 6đ c k v ng mang d u (-)

H s c a tính bi năđ ng t giá: 7 đ c k v ng mang d u (-) Khi th tr ng ngo i h i

tr ng thái d cung (ho c d c u), NHTW ph i can thi p mua (ho c bán) ngo i h i đ gi

n đ nh t giá M t khác, t giá bi n đ ng càng m nh, quy mô can thi p c a NHTW càng

l n: SDet ng và d2= 0 (d cung ngo i h i) làm cho ẤNFA t ng (NHTW mua ngo i h i)

T ng t , h s c a tính bi n đ ng lãi su t 7 đ c k v ng mang d u (-) Khi th tr ng

ti n t tr ng thái d th a ho c thi u h t thanh kho n, NHTW ph i gi m (ho c t ng) cung

ti n đ gi n đ nh lãi su t n i đ a Lãi su t bi n đ ng càng nhi u, quy mô can thi p c a

NHTW càng l n: SDr t ng và d1= 0 làm cho ẤNDA t ng

4.2 Bi n s và d li u

D li u đ c s d ng trong mô hình là d li u theo t n su t quỦ trong giai đo n t quý γ/β000 đ n quý 4/2014 Lý do s d ng d li u t quý 3/2000 là vì OMO chính th c đ c

s d ng Vi t Nam k t tháng 7/β000 đ m b o tính th ng nh t v ngu n, tác gi ch

y u thu th p d li u t IMF, nh ng ngu n còn l i ch đ c s d ng trong tr ng h p IMF

không có d li u (B ng 4.2) Ví d , d li u GDP đ c l y t Datastream tính toán bi n ẤREERt, ngoài các d li u v t giá VND/USD, t giá gi a USD v i các đ ng ti n khác và

ch s giá s n xu t c a các n n kinh t đ c l y t IMF, d li u v kim ng ch th ng m i

hai chi u gi a Vi t Nam và các qu c gia khác đ c l y t T ng c c th ng kê – GSO

2 ẤNDA* t

– ẤNFA* t (4.4)

Trong đó: MB t là ti n c s

IMF (2014), Datastream (2014)

- là GDP th c;

- là GDP ti m n ng (tính b ng ph ng pháp

l c Hodrick-Prescott v i tham s làm nh n 1600)

Datastream (2014)

7 Ấ(r* t +

Ee t+1 )

(r* t + ln(e t+1 )) - (r* t-1 + ln(e t ))

Trong đó:

- r* t là lãi su t tín phi u kho b c c a M ;

- e t+1 là t giá VND/USD trung bình k t+15

c n đ c d li u theo ngày nên các bi n s này đ c tính là đ l ch trung bình đ ng c a lãi su t t 5 quý và

đ l ch trung bình đ ng c a t giá t 5 quý theo công th c (δ.ε) và (δ.ζ) ây là cách tính k th a t Brissimis và c ng s (2002)

δiên quan đ n bi n ẤNFA*t, s bi n đ ng c a NFA đ c tính toán hi u ch nh theo công

th c (4.3) i u này đ c gi i thích là do giá tr c a NFA trong b ng cân đ i k toán c a NHTW đ c đ nh giá b ng đ ng n i t và NHTW th ng đ nh giá l i vào cu i k k toán

Ngay c khi NHTW không th c hi n giao d ch mua bán trên th tr ng ngo i h i, giá tr

c a NFA v n có th thay đ i do bi n đ ng t giá Vì v y, vi c lo i tr tác đ ng c a s đ nh

giá l i ra kh i giá tr s sách c a NFA là c n thi t Do giá tr c a MB không b nh h ng

b i vi c đ nh giá l i nên s bi n đ ng c a NDA (hi u ch nh) đ c tính toán theo công th c

(4.4)

Th ng kê mô t và ma tr n t ng quan gi a các bi n s đ c trình bày chi ti t Ph l c 6

4.3.ăPh ngăphápăphơnătíchăd li u

Yêu c u đ u tiên đ t ra khi ti n hành h i quy v i d li u chu i th i gian là tính d ng Do

đó, lu n v n s d ng ph ng pháp Augmented Dickey Fuller (ADF) và Phillips Perron (PP) đ ki m đ nh v n đ này Trên c s đ m b o tính d ng c a chu i d li u, lu n v n

m i ti p t c th c hi n các k thu t c l ng ti p theo

đo l ng h s vô hi u hóa và h s bù tr đ i v i tr ng h p c a Vi t Nam giai đo n

2000 – 2014 trong h ph ng trình (δ.1) và (δ.β), lu n v n th c hi n c l ng b ng

ph ng pháp βSδS Ti p theo, lu n v n ti n hành ki m đ nh tính phù h p c a k t qu c

l ng Các ki m đ nh White, Breusch Godfrey LM và Jarque – Bera l n l t đ c s d ng

đ ki m đ nh các gi thi t c a mô hình, bao g m: (i) Ph n d có ph ng sai không đ i; (ii)

Ph n d không có hi n t ng t t ng quan; (iii) Ph n d tuân theo phân ph i chu n Trên

c s các gi thi t c a mô hình không b vi ph m (ho c b vi ph m nh ng đư đ c kh c

thêm m t quan sát phía sau và b t m t quan sát đ u sao cho c m u không đ i (ví d :

quý 4/2000 – quý 2/2008, quý 1/2001 – quỦ γ/β008…) và c m i l n thêm b t là m t l n

Ghi chú: ***, **, * ch m c Ủ ngh a 1%, 5% và 10%

Ngu n: Tính toán c a tác gi

4.4.2 K t qu căl ng

Do k t qu ki m đ nh c a mô hình ban đ u cho th y t n t i hi n t ng t t ng quan b c 1

ph ng trình (δ.β) nên lu n v n đư kh c ph c b ng cách đ a thêm AR (1) vào ph ng

trình K t qu ki m đ nh đ i v i mô hình sau đi u ch nh (Ph l c 8) cho th y các gi thi t

c a mô hình không b vi ph m Vì v y, k t qu c l ng B ng 4.4 là đáng tin c y v

Ph ngătr nhă(4.1) Ph ngătr nhă(4.2)

đ c NHNN ph n ng b ng cách gi m 0,78% NDA Nh v y, các can thi p vô hi u hóa

c a NHNN ch đ t hi u l c m t ph n i u này ph n ánh các giao d ch mua bán ngo i h i

c a NHNN ch a đ c vô hi u hóa hoàn toàn, do đó có th tác đ ng đ n l ng cung ti n và

l m phát c a n n kinh t

Trong khi đó, h s c l ng c a 1 là -0,90 m c Ủ ngh a 1%, hàm Ủ r ng 1% gi m

xu ng c a NDA s đ c bù tr b i 0,90% t ng lên c a NFA H s bù tr cao cho th y

Vi t Nam đư th c hi n t do hóa các giao d ch v n, tuy nhiên, h s này không đ t giá tr

tuy t đ i là 1, c ng ph n ánh r ng Vi t Nam v n đang duy trì m t s rào c n nh t đ nh đ i

v i l u chuy n v n Qu th c, đ i v i giao d ch vãng lai, n m β00ε, Vi t Nam đư đ c

IMF chính th c công nh n vi c tuân th các ngh a v t i i u VIII c a Hi n ch ng IεF

v thanh toán tài kho n vãng lai và chuy n ti n qu c t i v i ho t đ ng FDI, các c i

cách v lu t pháp, đ c bi t là s ra đ i c a Lu t u t β00ε cho th y h u nh không có

b t c rào c n nào đ i v i dòng v n này V ho t đ ng FPI, Vi t Nam hi n ch duy trì rào

c n liên quan đ n t l n m gi c phi u c a nhà đ u t n c ngoài (δ9% đ i v i doanh

nghi p và γ0% đ i v i ngân hàng) và ngh a v thu ph i hoàn thành

Ngoài hai h s nêu trên, h s c a thay đ i s nhân ti n t (Ấεεt) có Ủ ngh a th ng kê và

mang d u (-) trong c hai ph ng trình i u này cho th y s t ng lên c a s nhân ti n t

có tác đ ng làm dòng v n ch y ra n c ngoài đ i phó v i v n đ này, NHNN có khuynh h ng th c thi CSTT th t ch t

H s c a thay đ i m c giá chung (ẤCPIt-1) có Ủ ngh a th ng kê và mang d u (-) trong

ph ng trình (δ.β), cho th y l m phát có nh h ng t i đ u t n c ngoài vào th tr ng

n i đ a Tuy nhiên, h s này không có Ủ ngh a th ng kê trong ph ng trình (δ.1) i u

này có th là do NHNN không có đ c s đ c l p hoàn toàn trong đi u hành CSTT mà đang ch u s chi ph i c a Chính ph , khi n CSTT th ng ch m tr , thi u linh ho t, ngay

c khi qu c gia đang ph i đ i m t v i tình tr ng l m phát leo thang Tính đ c l p v m t

th ch c a NHNN s đ c th o lu n chi ti t h n m c 4.5

H s c a bi n đ ng lãi su t ((d1 -1)*SDrt-1) có Ủ ngh a th ng kê ch ng t NHTW đư s

d ng các công c trên th tr ng ti n t n i đ a, ch ng h n nh OεO nh m m c tiêu n

đ nh lãi su t H s c a c a bi n đ ng t giá ((d2 -1)*SDet-1) có Ủ ngh a th ng kê ch ng t NHTW đư s d ng d tr ngo i h i đ can thi p trên th tr ng ngo i h i nh m n đ nh t

giá khi nó bi n đ ng

Ngoài ra, h s c a các bi n GAPt-1 và c a Ấ(r*t + Etet+1) không có Ủ ngh a th ng kê c

hai ph ng trình, do đó không th k t lu n v tác đ ng c a các bi n này đ n bi n đ ng

dòng v n và vi c đi u hành CSTT

Xét s bi n đ ng c a h s vô hi u hóa, c n c vào k t qu c l ng cu n chi u (Hình

4.1), h s này có xu h ng gia t ng N u nh tr c 2012, h s vô hi u hóa dao đ ng

quanh m c -0,ε thì vào n m β012, h s t ng lên -0,ζζ và sau đó duy trì n đ nh m c này Trong khi đó, h s bù tr không có nhi u thay đ i trong su t giai đo n 2008 – 2014

Hình 4.1a: K t qu c l ng cu n chi u (h s vô hi u hóa)

Ngu n: Tính toán c a tác gi

Hình 4.1b: K t qu c l ng cu n chi u (h s vô hi u hóa)

Ngu n: Tính toán c a tác gi

4.5 ánhăgiá k t qu

So sánh v i nghiên c u tr c, m c dù có s khác bi t v ph ng pháp và k t qu c

l ng, nh ng lu n v n c ng đi đ n k t lu n t ng t , r ng can thi p vô hi u hóa c a

NHNN ch đ t hi u l c m t ph n Tuy nhiên, hi u l c c a can thi p vô hi u hóa đang có

xu h ng c i thi n theo th i gian

làm rõ h n xu h ng gia t ng c a h s vô hi u hóa, lu n v n ti n hành so sánh can

thi p c a NHNN trong hai giai đo n: 2007 – 2008 và 2012 – β01δ ây đ u là hai giai

đo n ch ng ki n s th ng d t ng đ i l n c a BOP D i s c ép n đ nh t giá, NHNN

đư gia t ng d tr ngo i h i v i quy mô l n i kèm v i giao d ch mua vào ngo i t , NHNN đư th c hi n các bi n pháp vô hi u hóa đ lo i tr tác đ ng c a tích l y d tr

ngo i h i đ n l m phát

Trong giai đo n 2007 – 2008, các bi n pháp vô hi u hóa theo ngh a h p đ c s d ng bao

g m: bán GTCG trên th tr ng m , phát hành 20.300 t VND tín phi u b t bu c, chuy n

ti n g i Kho b c t h th ng NHTM v NHNN Thông th ng, h u h t các NHTW đ u vô

hi u hóa tác đ ng c a các giao d ch mua bán trên th tr ng ngo i h i m t cách t c th i

ho c v i đ tr r t ng n (Hufner, 2003) Do đó, xét v tính k p th i c a can thi p vô hi u

hóa, ngo i tr OMO, các bi n pháp khác mà NHNN s d ng không th a mưn đ c tiêu chí

này b i chúng ch đ c th c hi n t sau tháng γ/β008, trong khi NFA đư gia t ng m nh m