Tài liệu Vấn đề đô la hóa tài chính ở việt nam

MỤC LỤC GIỚI THIỆU TỔNG QUAN......................................................................................2 1. Tên đề tài..............................................................................................................2 2. Lý do chọn đề tài..................................................................................................2 3. Mục tiêu nghiên cứu............................................................................................2 4. Mô hình nghiên cứu.............................................................................................2 5. Phương pháp ước lượng......................................................................................3 CHƯƠNG 1. CƠ SỞ LÝ THUYẾT...........................................................................3 1.1 Khung khái niệm................................................................................................3 1.1.1 Đô la hóa tài chính........................................................................................3 1.1.2 Tỷ giá hối đoái...............................................................................................3 1.1.3 Lạm phát........................................................................................................4 1.1.4 Lượng cung tiền M1......................................................................................4 1.2 Các nghiên cứu trước đây.................................................................................5 CHƯƠNG 2. MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP ƯỚC LƯỢNG..............................7 2.1 Mô hình nghiên cứu...........................................................................................7 2.2 Phương pháp ước lượng....................................................................................7 Chương 3. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH....................8 3.1 Mô tả dữ liệu......................................................................................................8 3.2 Kết quả thực nghiệm.........................................................................................8 3.3 Hàm ý chính sách.............................................................................................13 3.3.1 Đánh giá mức độ đô la hóa tài chính ở Việt Nam........................................13 3.3.2 Hàm ý chính sách........................................................................................14 LỜI KẾT.................................................................................................................... 15 TÀI LIỆU THAM KHẢO........................................................................................16 1 GIỚI THIỆU TỔNG QUAN 1. Tên đề tài Vấn đề đô la hóa tài chính ở Việt Nam. 2. Lý do chọn đề tài Ở những quốc gia đang phát triển, chính phủ sử dụng nhiều chính sách khuyến khích nhiều dòng đầu tư như FDI, ODA,… vào trong nước nhằm tạo nguồn lực quan trọng giúp chúng ta giải quyết được phần lớn các nhu cầu về vốn, xây dựng cơ sở hạ tầng... Tuy nhiên, nhiều quốc gia đang phát triển không kiểm soát chặt chẽ việc sử dụng ngoại tệ (đặc biệt là USD) dẫn đến việc đô la hóa. Bởi lẽ khi lạm phát luôn cao và đồng tiền mất giá, người dân sẽ muốn nắm giữ tiền mạnh để dễ dàng sử dụng. Một quốc gia bị đô la hóa sẽ không có chính sách tiền tệ độc lập, gặp trở ngại trong việc điều chỉnh tỷ giá cũng như lãi suất làm cho nền kinh tế tăng trường châm hơn. Vì vậy, nghiên cứu về vấn đề đô la hóa tài chính là hoàn toàn cần thiết nhất là ở một nước đang phát triển và có nhu cầu thu hút vốn đầu tư nước ngoài mạnh mẽ như Việt Nam. 3. Mục tiêu nghiên cứu Quy mô và mức độ đô la hóa tài chính ở Việt Nam qua các năm như thế nào? Đồng thời xem xét các nhân tố vĩ mô như tỷ lệ lạm phát, tỷ giá hối đoái tác động như thế nào đến tỷ lệ đô la hóa tài chính. Qua đó, chúng tôi đưa ra định hướng để khắc phục vấn đề này và đưa ra một số gợi ý chính sách để đối phó với tình trạng trên. 4. Mô hình nghiên cứu Dựa vào nghiên cứu “Financial dollarization in Latin America” của Robert Rennhack và Masahiro Nozaki (2006). Trong mô hình kiểm định, biến phụ thuộc thể hiện mức độ đô la hóa tài chính (FD) được đo lường bằng tỷ lệ các khoản tiền gửi ngoại tệ (FCD) trên tổng cung tiền trong nền kinh tế (M2). FD= FCD M2 2 Do đó, dựa vào số liệu FCD và M2 thu thập được qua các năm để tính toán mức độ đô la hóa tài chính (FD) và sử dụng hàm logarit trong Eviews để xem xét mức độ thay đổi của FD khi FCD và M2 thay đổi 1%. Mô hình nghiên cứu: log(FDt) = α *log(EXt) + β *log(INFt) + γ *log(Mt) + Ui Trong đó: log(FDt): biến phụ thuộc đại diện cho mức độ đô la hóa tài chính vào thời gian t. log(EXt ): biến tỷ giá hối đoái vào thời gian t. log(INFt): biến đại diện cho lạm phát phản ánh cho sự bất ổn kinh tế. log(M1t): biến lượng cung tiền trong nền kinh tế. α , β , γ : hệ số của biến giải thích. Ui: phần dư giải thích cho các yếu tố tác động khác không được đưa vào mô hình. 5. Phương pháp ước lượng Sử dụng nguồn dữ liệu theo năm được thu thập từ IMF nhằm mục đích làm rõ tác động của các nhân tố vĩ mô đến tỷ lệ đô la hóa tại Việt Nam. Tất cả các dữ liệu được thu thập trong giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2016. Từ mẫu dữ liệu đã qua thu thập và xử lý chúng tôi sẽ tiến hành hồi quy theo phương pháp OLS và sử dụng phần mềm Eviews để hồi quy mô hình. CHƯƠNG 1. CƠ SỞ LÝ THUYẾT 1.1 Khung khái niệm 1.1.1 Đô la hóa tài chính Đô la hóa tài chính “được hiểu theo cách thông thường là hiện tượng xảy ra trong một nền kinh tế, khi hầu hết giao dịch (mua bán hàng hóa và dịch vụ) vẫn diễn ra bằng đồng tiền nội tệ, nhưng khoản vốn vay và tiền gửi bằng đồng ngoại tệ vẫn chiếm một tỷ trọng đáng kể”. Theo tiêu chí đánh giá của IMF, tỉ trọng tiền gửi bằng ngoại tệ chiếm trên 30% trong tổng khối tiền tệ mở rộng (M2: tiền mặt trong lưu thông, tiền gửi không kỳ hạn, tiền gửi có kỳ hạn và tiền gửi ngoại tệ) là nước có mức độ đô la hóa cao. 3 1.1.2 Tỷ giá hối đoái Tỷ giá hối đoái là tỷ lệ giữa đồng tiền của hai quốc gia cho biết một đồng tiền ngoại tệ đổi được bao nhiêu đồng nội tệ. Tỷ giá USD/VND trong giai đoạn từ năm 1997 đếến 2016 25,000.00 20,000.00 đồồng 15,000.00 10,000.00 5,000.00 0.00 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 1.1.3 Lạm phát Lạm phát là sự tăng mức giá chung của hàng hóa dẫn đến sự mất giá của một loại tiền tệ. Nguyên nhân đầu tiên gây ra lạm phát là tăng trưởng của lượng tiền. Tỷ lệ lạm phát của Việt Nam trong giai đoạn từ năm 1997 đếến 2016 (năm gồếc 2010) 149.61 144.91 143.64 138.01 129.47 118.68 160.00 140.00 120.00 100.00 91.86 85.81 % 100.00 80.00 60.00 64.35 55.3459.93 51.36 47.0348.9748.1347.9249.76 69.70 43.84 40.00 20.00 0.00 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 1.1.4 Lượng cung tiền M1 Khối tiền M1 bao gồm: tiền mặt, séc, tiền gửi không kỳ hạn do vậy, khi ngân hàng trung ương thực hiện một chính sách tiền tệ nào đó sẽ tác động mạnh mẽ đến khối tiền M1. 4 M1 của Việt Nam giai đo ạn từ 1997- 2016 7000.00 6000.00 nghìn tỷ 5000.00 4000.00 3000.00 2000.00 1000.00 0.00 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 1.2 Các nghiên cứu trước đây Nghiên cứu “Investigating the link between Financial Dollarization and Inflation: Evidence from Jamaica” của Sherene A. Bailcy (2005) với nội dung chính của là điều tra vai trò của đô la hóa tài chính đối với lạm phát ở Jamaica. Với tỷ lệ đô la hóa cao trong nền kinh tế trong nước, việc điều tra thực nghiệm bao gồm hai mục đích. Thứ nhất, bài báo cáo sử dụng phân tích VAR để điều tra tác động của đô la hóa tài chính lên các yếu tố thúc đẩy lạm phát ở Jamaica. Thứ hai, nghiên cứu này, dựa trên các luận điểm của Ize và Levy-Yeyati (1998), nhằm đánh giá xem liệu việc tăng biến động tỷ giá hối đoái thực so với biến động lạm phát có phải là một công cụ chính sách hiệu quả trong việc hạn chế sự phát triển của đô la hóa tài chính trong nền kinh tế trong nước. Dựa trên những phát hiện của Ize và Levy-Yeyati (1998), biện pháp chính sách này sẽ ngăn cản hiện tượng đô la hóa tài chính do các đại diện kinh tế chuyển đổi danh mục đầu tư để bảo vệ thu nhập của họ. Các kết quả thực nghiệm xác nhận sự liên quan của đô la hóa tài chính ảnh hưởng đến kết quả lạm phát. Kết quả cho thấy những tác động mạnh lên đô la hóa tài chính dẫn đến sự giảm sút ban đầu trong tiền tệ bởi vì các nhà đầu tư sẽ dùng ngoại tệ thay cho đồng nội tệ. Ngoài ra, các cơ quan tài chính cũng cố gắng để bù đắp cho sự sụt giảm thuế lạm phát. Bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng sự sụt giảm đáng kể của đô la hóa tài chính trong nền kinh tế Jamaica có liên quan đến một tỷ giá hối đoái tương đối ổn định hoặc tăng. Vì vậy, chính sách chủ yếu để giảm đô la hóa nên theo hướng thắt chặt quản lý thị trường ngoại hối. Các kết quả kiểm định cho thấy sự gia 5 tăng đột ngột đô la hóa trong nền kinh tế Jamaica có liên quan với áp lực lạm phát đối với một khoản thâm hụt ngân sách nhất định. Nghiên cứu “Finacial dollarization in Latin America” của Robert Rennhack và Masahiro Nozaki (2006). Các tác giả này nhận định rằng trong một nền kinh tế, có rất nhiều các nhân tố vĩ mô tác động đến mức độ đô la hóa tài chính. Tuy nhiên, họ đã đề xuất ra một số nhân tố vĩ mô tiêu biểu như: lạm phát, chính sách tỷ giá, thâm hụt tài khóa, các chỉ tiêu về chất lượng thể chế và sự ổn định chính trị để đưa vào mô hình kiểm định dựa trên bằng chứng thực nghiệm của những nghiên cứu trước đây. Theo Levy-Yeyati (2003), một môi trường lạm phát cao,chi phí sử dụng đồng nội tệ gia tăng bởi vì mức tin tưởng, tín nhiệm vào đồng nội tệ giảm và việc sử dụng đồng nội tệ trong các giao dịch phải đối diện với nhiều rào cản. Điều này cũng tạo nên một mối tương quan thuận, đó là lạm phát cao đi kèm với tính biến động của lạm phát. Điển hình là lạm phát thay đổi liên tục sẽ làm giảm mức độ hấp dẫn của việc đầu tư vào các tài sản với tỷ suất sinh lợi không chắc chắn như là trường hợp của các khoản tiền gửi bằng đồng nội tệ, và thay vào đó sẽ làm gia tăng việc đầu tư vào các tài sản có tỷ suất sinh lợi chắc chắn như các khoản tiền gửi bằng đồng ngoại tệ. Những kết quả này cung cấp bằng chứng về đô la hóa tài chính (FD) là một phản ứng hợp lý đối với lạm phát. Đô la hóa có xu hướng duy trì ở mức cao đối với các quốc gia có lạm phát cao và không ổn định hay các quốc gia có chất lượng thể chế yếu kém làm mất dần niềm tin của người dân. Hơn nữa, trong một số nền kinh tế thuộc khu vực Mỹ Latinh, châu Á và châu Phi, lạm phát góp phần quan trọng trong việc gia tăng các khoản đô la hóa tiền gửi. Tóm lại, các nước có FD đáng kể nên cố gắng khuyến khích sử dụng đồng nội tệ bằng cách duy trì ổn định kinh tế vĩ mô, với lạm phát thấp và ổn định; cho phép có nhiều tỷ giá linh hoạt hơn và ít thiên vị về khấu hao; Và tăng cường các thể chế để cải thiện sự tự tin trong tính bền vững của các chính sách kinh tế. Đồng thời, khôi phục lòng tin vào đồng nội tệ có thể mất nhiều năm bằng chính sách hiệu quả và cung cấp các cách tiếp cận hợp lý đề hạn chế chi phí chuyển đổi để quay lại mức cân bằng đô la hóa thấp. 6 CHƯƠNG 2. MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP ƯỚC LƯỢNG 2.1 Mô hình nghiên cứu Dựa vào nghiên cứu “Financial dollarization in Latin America” của Robert Rennhack và Masahiro Nozaki (2006). Trong mô hình kiểm định, biến phụ thuộc thể hiện mức độ đô la hóa tài chính (FD) được đo lường bằng tỷ lệ các khoản tiền gửi ngoại tệ (FCD) trên tổng cung tiền trong nền kinh tế (M2). FD= FCD M2 Do đó, dựa vào số liệu FCD và M2 thu thập được qua các năm để tính toán mức độ đô la hóa tài chính (FD) và sử dụng hàm logarit trong Eviews để xem xét mức độ thay đổi của FD khi FCD và M2 thay đổi 1%. Mô hình nghiên cứu: log(FDt) = α *log(EXt) + β *log(INFt) + γ *log(Mt) + Ui Trong đó: log(FDt): biến phụ thuộc đại diện cho mức độ đô la hóa tài chính vào thời gian t. log(EXt ): biến tỷ giá hối đoái vào thời gian t. log(INFt): biến đại diện cho lạm phát phản ánh cho sự bất ổn kinh tế. log(M1t): biến lượng cung tiền trong nền kinh tế. α , β , γ : hệ số của biến giải thích. Ui: phần dư giải thích cho các yếu tố tác động khác không được đưa vào mô hình. 2.2 Phương pháp ước lượng Sử dụng nguồn dữ liệu theo năm được thu thập từ IMF nhằm mục đích làm rõ tác động của các nhân tố vĩ mô đến tỷ lệ đô la hóa tại Việt Nam. Tất cả các dữ liệu được thu thập trong giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2016. Từ mẫu dữ liệu đã qua thu thập và xử lý chúng tôi sẽ tiến hành hồi quy theo phương pháp OLS và sử dụng phần mềm Eviews để hồi quy mô hình. 7 OLS là một phương pháp tối ưu hóa để lựa chọn một đường khớp nhất cho một dải dữ liệu ứng với cực trị của tổng các sai số thống kê (error) giữa đường khớp và dữ liệu. Phương pháp này giả định các sai số (error) của phép đo đạc dữ liệu phân phối ngẫu nhiên. Định lý Gauss-Markov chứng minh rằng kết quả thu được từ phương pháp bình phương nhỏ nhất không thiên vị và sai số của việc đo đạc dữ liệu không nhất thiết phải tuân theo, ví dụ như phân bố Gauss. Một phương pháp mở rộng từ phương pháp này là bình phương nhỏ nhất có trọng số. Chương 3. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 3.1 Mô tả dữ liệu Tất cả các dữ liệu cần thiết cho bài luận này được lấy ở IMF trong giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2016. Ngoài ra, trong mô hình kiểm định, biến phụ thuộc thể hiện mức độ đô la hóa tài chính (FD) được đo lường bằng tỷ lệ các khoản tiền gửi ngoại tệ (FCD) trên tổng cung tiền trong nền kinh tế (M2) FD= FCD M2 Do đó, dựa vào số liệu FCD và M2 thu thập được qua các năm để tính toán mức độ đô la hóa tài chính FD và sử dụng hàm logarit trong Eview để xem xét mức độ thay đổi của FD khi FCD và M2 thay đổi 1%. Từ dữ liệu mẫu đã qua thu thập và xử lý, chúng ta bắt đầu tiến hành hồi quy phương trình nhằm mục đích kiểm định, làm rõ tác động của các biến vĩ mô đến mức độ đô la hóa tài chính. 3.2 Kết quả thực nghiệm Trước khi tiến hành hồi quy phương trình, chúng ta sẽ sử dụng bộ số liệu đã có để kiểm tra tính dừng của từng biến. Kết quả kiểm tra trong Phụ lục 2 cho thấy tất cả các biến đều có tính dừng. Dùng phần mềm Eview hồi quy phương trình, ta được bảng kết quả hồi quy như sau: 8 Dependent Variable: LOG(FD) Method: Least Squares Date: 08/31/17 Time: 19:35 Sample: 1997 2016 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1) 3.362322 0.328938 -0.735997 -0.044563 4.533894 0.741597 0.557858 0.589645 0.230951 -3.186805 0.039915 -1.116445 0.4691 0.5637 0.0057 0.2807 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.888632 0.867751 0.126680 0.256764 15.17454 42.55608 0.000000 Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter. Durbin-Watson stat 3.078523 0.348346 -1.117454 -0.918308 -1.078579 1.433261 Phương trình hồi quy được viết lại như sau: LOG(FDt) = 3.362322 + 0.328938*LOG(EXt) - 0.735997*LOG(INFt) - 0.044563* LOG(M1t) + Ui Kiểm định BG tự tương quan Để phát hiện xem trong mô hình hồi quy tuyến tính có tự tương quan hay không ta sử dụng kiểm định Breusch - Godfrey với giả thiết: H0: không có tự tương quan Dùng phần mềm Eviews hồi quy mô hình trên, chúng ta được kết quả hồi quy sau: Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.058556 0.217201 Prob. F(3,16) Prob. Chi-Square(3) 0.9807 0.9748 0.087506 Prob. Chi-Square(3) 0.9933 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 08/31/17 Time: 19:36 Sample: 1997 2016 9 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1) -0.018345 0.004505 -0.000778 -0.001412 0.573279 -0.032001 0.070537 0.063870 0.029202 -0.026638 0.005047 -0.279818 0.9749 0.9499 0.9791 0.7832 R-squared 0.010860 Adjusted R-squared -0.174604 S.E. of regression 0.016018 Sum squared resid 0.004105 Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 56.53382 0.058556 0.980747 Mean dependent var S.D. dependent var 0.012838 0.014779 Akaike info criterion 5.253382 Schwarz criterion 5.054236 Hannan-Quinn criter. 5.214507 Durbin-Watson stat 2.487394 Theo kết quả kiểm định trong mô hình hồi quy 1, ta có giá trị thống kê: nR2= 0.217201 với p-value= 0.9748 > 5% nên ta chấp nhận giả thiết H0, tức không tồn tại tự tương quan bậc nhất. Kiểm định phương sai thay đổi White Kiểm tra hiện tượng phương sai bằng cách sử dụng kiểm định White với giả thuyết: H0: phương sai của sai số không đổi Chúng ta có kết quả hồi quy bằng Eview như sau: Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.491109 6.130356 Prob. F(9,10) Prob. Chi-Square(9) 0.8503 0.7268 2.469812 Prob. Chi-Square(9) 0.9817 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 08/31/17 Time: 19:38 Sample: 1997 2016 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 10 C LOG(EX)^2 LOG(EX)*LOG(INF) LOG(EX)*LOG(M1) LOG(EX) LOG(INF)^2 LOG(INF)*LOG(M1) LOG(INF) LOG(M1)^2 LOG(M1) -9.439242 -0.354807 1.072543 -0.234800 3.846102 -0.442682 0.081779 -7.143058 0.006840 1.835819 R-squared 0.306518 Adjusted R-squared -0.317616 S.E. of regression 0.016965 Sum squared resid 0.002878 Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 60.08492 0.491109 0.850252 134.7380 1.949266 1.620185 0.354111 32.33789 0.525630 0.165818 12.56048 0.019822 2.789305 -0.070056 -0.182021 0.661988 -0.663068 0.118935 -0.842193 0.493183 -0.568693 0.345072 0.658163 0.9455 0.8592 0.5229 0.5223 0.9077 0.4194 0.6325 0.5821 0.7372 0.5253 Mean dependent var S.D. dependent var 0.012838 0.014779 Akaike info criterion 5.008492 Schwarz criterion 4.510626 Hannan-Quinn criter. 4.911304 Durbin-Watson stat 3.164475 Theo kết quả kiểm định của mô hình hồi quy, chúng ta có giá trị thống kê nR2 = 6.130356 với p-value =0.7268 > 5% nên chúng ta sẽ chấp nhận giả thiết H0, tức là mô hình không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi. Kiểm định đa cộng tuyến Để phát hiện xem trong mô hình hồi quy tuyến tính có đa công tuyến ta sử dụng kiểm định Variance Inflation Factors: Variance Inflation Factors Date: 08/31/17 Time: 19:39 Sample: 1997 2016 Included observations: 20 Variable C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1) Coefficient Uncentered Centered Variance VIF VIF 20.55619 0.311206 0.053339 0.001593 25618.82 36724.13 1262.895 89.01732 NA 12.24613 13.01954 3.375405 Từ kết quả, có thể thấy: 11 VIF(EX) = 12.24613 và VIF(INF) = 13.01954, hai biến độc lập INF và EX có ảnh hưởng lên lẫn nhau. VIF(M1) = 3.375405 cho thấy biến độc lập M1 không bị ảnh hưởng bởi hiện tượng đa cộng tuyến. Kiểm định thiếu biến RAMSEY Reset Để kiểm định mô hình đã chọn có bị thiếu sót biến hay không, chúng ta xét mô hình hồi quy tuyến tính như sau: log(FDt ) = c + 1*log(EXt ) + 2*log(INFt ) + 3*log(M1t ) + 4*Z + Ui (3) Trong đó: Z: biến giải thích bị bỏ sót Ui: đại lượng ngẫu nhiên Tiến hành kiểm định F với mức ý nghĩa 5% của giả thiết: H0: 4 = 0: không có biến bị bỏ sót Dùng phần mềm Eviews hồi quy mô hình trên, ta được kết quả hồi quy như sau: Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: LOG(FD) C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1) Omitted Variables: Squares of fitted values t-statistic F-statistic Likelihood ratio Value 0.104393 0.010898 0.014525 df 15 (1, 15) 1 Probability 0.9182 0.9182 0.9041 Sum of Sq. 0.000186 0.256764 0.256577 0.256577 df 1 16 15 15 Mean Squares 0.000186 0.016048 0.017105 0.017105 Value 15.17454 15.18181 df 16 15 F-test summary: Test SSR Restricted SSR Unrestricted SSR Unrestricted SSR LR test summary: Restricted LogL Unrestricted LogL Unrestricted Test Equation: Dependent Variable: LOG(FD) Method: Least Squares 12 Date: 08/31/17 Time: 19:40 Sample: 1997 2016 Included observations: 20 Variable C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1) FITTED^2 Coefficient Std. Error 3.865482 0.414642 -0.929155 -0.056895 -0.043678 R-squared Adjusted R-squared 0.888713 0.859037 S.E. of regression 0.130787 Sum squared resid 0.256577 Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 15.18181 29.94671 0.000001 t-Statistic Prob. 6.718781 0.575325 1.002849 0.413464 1.865605 -0.498045 0.125113 -0.454749 0.418398 -0.104393 0.5736 0.6851 0.6257 0.6558 0.9182 Mean dependent var 3.078523 S.D. dependent var 0.348346 Akaike info criterion 1.018181 Schwarz criterion 0.769248 Hannan-Quinn criter. 0.969586 Durbin-Watson stat 1.433843 Giá trị kiểm định F = 0.01089 và p-value = 0.9182 > 5%, nên ta chấp nhận giả thiết H0 nghĩa là mô hình hồi quy trên không bị bỏ sót biến. 3.3 Hàm ý chính sách 3.3.1 Đánh giá mức độ đô la hóa tài chính ở Việt Nam Kể từ khi Việt Nam mở cửa, đổi mới nền kinh tế năm 1986, nền kinh tế Việt Nam bắt đầu sử dụng và nhận tiền gửi đô la Mỹ. Tình trạng đô la hóa đã diễn ra mạnh mẽ trong những năm 90 của thế kỷ XX, tỷ lệ đô la hóa năm 1997 lên tới 31.75%, cuộc khủng hoảng tài chính châu Á năm 1997 cũng góp phần làm giảm giá trị đồng Việt Nam, Việt Nam chịu sức ép lớn của tình trạng đô la hóa. Trước tình trạng này, NHNN Việt Nam đã cố gắng kiểm soát quá trình đô la hóa nền kinh tế nhưng trong giai đoạn từ năm 1999 đến năm 2002 tỷ lệ đô la hóa tài chính luôn ở mức cao trên 30%. Bằng những nỗ lực của NHNN Việt Nam, tỷ lệ này có xu hƣớng giảm đáng kể trong những năm tiếp theo, đến năm 2003 còn 25.68% và năm 2004 là 26.16%, cuối năm 2007, con số này ở mức 17.68%. Đây là xu hướng tích cực, cho thấy tình trạng đô la hóa tài sản nợ trong hệ thống ngân hàng thương mại đang được kiềm chế một cách có hiệu quả, người dân đã có niềm tin vào đồng tiền nội địa nhiều hơn. 13 Năm 2008, nền kinh tế rơi vào cuộc khủng hoàng trầm trọng, lạm phát tại Việt Nam tăng đột biến và ở mức cao, tâm lí người dân lại dao động trước nỗi lo sợ mất giá của đồng nội tệ, tình trạng đô la hóa trầm trọng trở lại. Trước thực trạng trên, chúng ta cần phải nhận định rõ rằng: Đô la hóa là tình trạng khó tránh khỏi đối với những nước có xuất phát điểm thấp, đang trong quá trình chuyển đổi nền kinh tế và từng bước hội nhập như Việt Nam. Xóa bỏ Đô la hóa không phải là xóa bỏ hoàn toàn và phủ định tất cả vì cũng giống như lạm phát, phải duy trì ở một mức độ phù hợp và ổn định để thúc đẩy phát triển kinh tế. Chúng ta phải chấp nhận sự hiện diện của Đô la hóa trên cơ sở kiềm chế, khai thác mặt lợi, hạn chế mặt tiêu cực. 3.3.2 Hàm ý chính sách Chúng ta thấy rằng mặc dù có rất nhiều các nhân tố vĩ mô tác động đến mức độ đô la hóa tài chính. Tuy nhiên theo như những phân tích thực nghiệm trên, sự biến động của tỷ giá hối đoái, sự bất ổn lạm phát và sự gia tăng cung tiền có tác động đáng kể đến sự thay đổi của tình trạng đô la hoá tài chính trong nền kinh tế Việt Nam. Do đó, muốn kiểm soát và khắc phục mức độ đô la hoá tài chính trong nền kinh tế cần phải có biện pháp, chính sách tác động trực tiếp hoặc gián tiếp nhằm duy trì sự ổn định tương đối của tỷ giá hối đoái và lạm phát, cũng như điều tiết tốt lượng cung tiền trong nền kinh tế. Có một số giải pháp đã được đưa ra cho việc giảm tình trạng đô la hóa tài chính ở Việt Nam. Hiện nay, nước ta và hầu như các nước mới nổi đều đi theo chính sách tỷ giá hối đoái linh hoạt, do đó biến động của tỷ giá sẽ có ảnh hưởng đến giá trị Việt Nam đồng khi quy đổi sang ngoại tệ. Để ổn định tỷ giá thì có hai cách can thiệp: can thiệp trực tiếp thông qua thị trường ngoại hối và can thiệp gián tiếp thông qua thị trường tiền tệ. Như đã trình bày ở trên, lạm phát cũng là một nhân tố quyết định mức độ tin cậy của người dân vào đồng nội tệ. Do vậy, Chính phủ và Ngân hàng Nhà nước cần có những giải pháp để ổn định lạm phát trong dài hạn. Ngoài các biện pháp giảm thiểu đô la hoá tài chính thì để quá trình giảm đô la hoá ở nước ta mang tính toàn diện và 14 mang lại hiệu quả cao nhất thì cũng cần những quy định hành chính và luật hoá trong việc sử dụng và nắm giữ ngoại tệ của người dân. LỜI KẾT Những hạn chế của bài nghiên cứu: Mặc dù đề tài tuy đã nêu được vấn đề cần nghiên cứu, tham khảo nhiều bài nghiên cứu của nhiều tác giả trên thế giới, nhưng chưa khai thác hết các ưu, nhược điểm của từng bài. Phần cơ sở lý thuyết cơ bản là rõ ràng, dễ hiểu nhưng chưa đầy đủ do phạm vi nghiên cứu khá rộng, không thể trình bày một cách toàn diện các cơ sở lý thuyết cần thiết. Tiếp đó, là hạn chế của mô hình nghiên cứu khi mô hình sử dụng trong việc phân tích tác động của các nhân tố vĩ mô đến mức độ đô la hóa tài chính. Có 3 nhân tố: lạm phát, tỷ giá hối đoái và cung tiền. Trong 3 nhân tố này chỉ có lạm phát là thể hiện rõ tác động ngược chiều của mình lên tỷ lệ đô la hóa, 2 nhân tố còn lại qua các kiểm định giả thiết được xác định là không tác động đến tỷ lệ đô la hóa. Tuy nhiên trong mô hình, biến lạm phát và tỉ giá hối đoái có mối quan hệ đa cộng tuyến. Điều này cho thấy, tỷ giá hối đoái không tác động trực tiếp tới tỷ lệ đô la hóa nhưng có tác động gián tiếp qua lạm phát. Trên thực tế chúng ta cũng có thể thấy sự bất ổn của tỷ giá hối đoái cũng kéo theo sự biến động của lạm phát. Cung tiền và lạm phát cũng vậy, trên lý thuyết và thực tế cho thấy khi cung tiền tăng thì lạm phát cũng tăng. Đó là những mặt hạn chế của mô hình. Hơn thế nữa, chuỗi thời gian từ 1997 đến 2016 có cuộc khủng hoảng kinh tế trầm trọng dẫn đến số liệu sử dụng chưa thực sự phản ánh hết mối quan hệ giữa các biến. Bên cạnh đó là sự hạn chế của trình độ nghiên cứu nên bài luận chưa làm rõ các biến và tác động của chúng. Tuy nhiên, bài nghiên cứu đã giải thích được chiều hướng tác động của lạm phát đến mức độ đô la hóa tài chính. Kết quả phát hiện có phần phù hợp với mục đích nghiên cứu cũng như trong điều kiện thực tế tại Việt Nam. 15 Khắc phục Để có được kết quả thuyết phục và ý nghĩa hơn, chúng ta nên thu thập số liệu với các chuỗi thời gian phù hợp hơn, nguồn số liệu đáng tin cậy. Và sử dụng các mô hình kiểm định khác để phân tích tác động của các nhân tố vĩ mô rõ ràng hơn. Hơn nữa, chúng ta có thể mở rộng mẫu và thực hiện nghiên cứu thêm các biến vĩ mô khác như thâm hụt tài khóa, các chỉ tiêu về chất lượng thể chế và sự ổn định chính trị, chênh lệch lãi suất,... TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Robert Rennhack và Masahiro Nozaki - “Finacial dollarization in Latin America” - (2006) 2. Sherene A. Bailcy - “Investigating the link between Financial Dollarization and Inflation: Evidence from Jamaica” - (2005) 3. Annamaria Kokenyne, Jeremy Levy và Romain Veyrune - “Dedollarization” - (2010) 4. Patrick Honohan – “Dollarization and Exchange rate fluctuations” – 2007 5. Thống kê tài chính quốc tế của IMF theo năm từ 1997 - 2016 16