Đề tài Định lượng các mối quan hệ kinh tế vĩ mô ở Việt Nam

2/2008), lãi suất trở thành vấn đề thời sự. Lãi suất trên thị trường liên ngân hàng liên tục nóng sốt và tăng cao chưa từng có trong lịch sử. Lãi suất trên thị trường liên ngân hàng có lúc lên đến 40%/năm và phổ biến ở mức 15%-17%/năm. Lãi suất cho vay tiêu dùng là 24%/năm, cho vay mua nguyên vật liệu cũng lên đến 16,2%/năm. Sự khan hiếm VNĐ khiến cho nhiều ngân hàng tham gia vào cuộc đua huy động lãi suất, buộc NHNN phải đưa ra trần lãi suất 12%. Nguyên nhân của hiện tượng này là do tác động của dòng vốn ngoại. Thứ nhất, sự gia tăng của dòng vốn ngoại đã làm tăng nhu cầu chuyển đổi từ ngoại tệ sang nội tệ để đầu tư vào TTCK và bất động sản. Thứ hai, việc TTCK trở thành một kênh đầu tư có mức sinh lợi cao trong năm 2006, đã khiến cho các ngân hàng mở rộng hoạt động cho vay cầm cố chứng khoán. Khi chỉ thị 03 được ban hành nhằm kiềm chế hoạt động này, các ngân hàng đã lập tức lách luật bằng cách tăng dư nợ tín dụng để đạt được mục tiêu dư nợ cho vay cầm cố chứng khoán không vượt quá 3% tổng dư nợ. Sự gia tăng của hoạt động tín dụng đã khiến cho các ngân hàng nhanh chóng rơi vào tình trạng khan hiếm VNĐ. Và buộc phải đi vay trên thị trường liên ngân hàng với lãi suất cao hoặc tăng lãi suất huy động. 3.3.4.Thị trường chứng khoán “tụt dốc” Đây là một hệ quả cho vấn đề mất cân đối giữa các biến số kinh tế vĩ mô ở VN. Để thực hiện mục tiêu kiềm chế lạm phát, chính phủ và NHNN đã đưa ra những chính sách mà trong vài thời điểm được cho là “hy sinh thị trường chứng khoán” để kiềm chế lạm phát. Đó là việc chính phủ ban hành tín phiếu bắt buộc 12.300 tỷ đồng, thắt chặt chỉ thị 03, và gần đây là việc chuẩn bị rút 52.000 tỷ đồng tìên gởi của kho bạc nhà nước về NHNN. Chính điều này đã làm cho các kỳ vọng về TTCK VN trở nên ảm đạm. 3.4.NHỮNG VẤN ĐỀ TRONG ĐIỀU HÀNH THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN Vấn đề quản lý vĩ mô của VN đang ngày càng trở nên phức tạp và khó khăn hơn khi TTCK sụt giảm. Việc tiến tới một cơ chế tỷ giá linh hoạt, thực hiện chính sách tài khoá, tiền tệ thắt chặt nhằm chống lạm phát không chỉ ảnh hưởng đến xuất khẩu mà còn ảnh hưởng đến cả thị trường chứng khoán. Vì thế, tìm hiểu những nguyên nhân gây ra những sụt giảm của TTCK và đưa ra các biện pháp khắc phục cũng là điều cần thiết tại thời điểm này. - 44 - 3.4.1.Phát triển TTCK: “Lợi ích cho nhà đầu tư hay cho sản xuất xã hội?” Sự sụt giảm của TTCK VN trong năm 2007 và đầu năm 2008, được cho là xuất phát từ nguyên nhân “lạm phát cổ phiếu”. Việc liên tục dồn dập tiến hành IPO các DNNN có quy mô lớn như VCB, Sabeco, Habeco…đã khiến TTCK rơi vào cảnh “bội thực”. Tỷ suất sinh lợi cao của TTCK dẫn đến sự tham gia của nhiều nhà đầu tư không phải là điều đáng lên án. Trong nền kinh tế thị trường, bản thân các đồng vốn sẽ tự tìm đến nơi sinh lợi bằng cách này hay cách khác. Vấn đề là: cách thức quản lý của nhà nước đối với TTCK như thế nào trong bối cảnh hiện tại. Chính phủ phải có trách nhiệm đảm bảo rằng các quả bóng tài sản tài chính không bơm quá căng. Và hơn bao giờ hết, phát triển TTCK là nhằm hỗ trợ cho sự phát triển của nền kinh tế. Thực tế ở VN trong thời gian qua không cho thấy điều này. Sự bùng nổ của TTCK trong năm 2006 đã tạo nên “phong trào” đầu tư tài chính ngày càng gia tăng. Các tổng công ty, tập đoàn và thậm chí là người dân đều tham gia vào thị trường. Điều này cũng đồng nghĩa, các khoản tín dụng cho đầu tư chứng khoán tăng lên (năm 2007 là 13.000 tỷ đồng). Tuy nhiên, VN lại không có một chính sách rõ ràng nhằm dẫn nguồn vốn từ TTCK sang lĩnh vực sản xuất. Hệ quả là, các nguồn vốn từ FPI hay từ dân chúng cứ lẩn quẩn trong TTCK mà không tạo thêm hàng hoá cho xã hội. Điều này tất yếu dẫn đến sự gia tăng của lạm phát do mất cân đối “tiền – hàng”. 3.4.2.Quan điểm CPH và cách thức tiến hành IPO: “Cải cách hay tận thu?” Nhiều người cho rằng một trong những tiêu chí thành công của một vụ IPO là cổ phiếu công ty đó được bán với giá cao. Chính phủ luôn muốn thu được nhiều giá trị và không muốn bán rẻ tài sản của nhà nước khi tiến hành CPH. Xuất phát từ quan điểm như vậy, nên một “chiêu thức” mà chính phủ sử dụng khá phổ biến trước khi tiến hành IPO là pha loãng giá trị cổ phiếu bằng cách tăng vốn điều lệ. Từ những đợt IPO của Đạm Phú Mỹ, Bảo Việt, Vietcombank, Sabeco cho thấy, các công ty này đã tăng vốn lên đến 3 lần trong khi các doanh nghiệp niêm yết thông thường chỉ dám tăng vốn 30%, 50% hay 100%. Điển hình là vụ Sabeco, trước khi đấu giá, vốn điều lệ của công ty chỉ là 2.187,9 tỷ đồng và sau đó được đẩy lên đến 6.412 tỷ đồng bằng cách chuyển toàn bộ quỹ đầu tư phát triển, quỹ dự phòng tài chính, lợi nhuận chưa phân phối thành vốn điều lệ. Với mức vốn mới này, EPS của công ty giảm từ 2.787 đồng/CP xuống còn 965 đồng/ cổ phần và đẩy chỉ số P/E( theo giá khởi điểm 70.000 đồng) từ 34 lần lên 72,5 lần. Đây là mức P/E cao so với mức trung bình 30 của các công ty bia trên thế giới. Quan điểm tận thu của chính phủ còn thể hiện ngay cả trong vấn đề phân chia vốn thặng dư sau khi tiến hành CPH. Trong đợt IPO của Bảo Việt, nguồn vốn thặng dư là khoảng 7.979 tỷ - 45 - đồng. Sau khi trừ đi chi phí CPH thì số tiền còn lại là 7.698 tỷ đồng. Do tỷ lệ sở hữu vốn nhà nước tại Bảo Việt sau khi IPO là 77,4% nên nhà nước đã rút thêm 5.969 tỷ đồng và chỉ để lại cho công ty 1.729 tỷ đồng. Trong đợt IPO của Vietcombank, vấn đề phân chia nguồn vốn thặng dư được “treo lơ lửng” từ khi công bố thông tin cho đến tận ngày nộp tiền mua cổ phiếu. Trong bảng cáo bạch đưa ra, không có một thông tin nào cho câu hỏi “ Vốn thặng dư là của ai?”, hay “ Tỷ lệ phân chia giữa nhà nước và doanh nghiệp là bao nhiêu?”. Vào giờ chót, để tránh khả năng bỏ cọc, chính phủ mới “thưởng” thêm 1.450 tỷ đồng ngoài 30% thặng dư ban đầu cho Vietcombank. Cũng trong đợt IPO này, quan điểm tận thu thể hiện ngay trong vấn đề chọn đối tác chiến lược. Nghị định 109/2007/NĐCP quy định: “Các cổ đông chiến lược được mua cổ phần với giá không thấp hơn giá đấu bình quân thành công”. Chính vì thế, sự “dùng dằng” giữa Vietcombank và các đối tác chiến lược không nằm ở chỗ Vietcombank sẽ được lợi gì khi “kết duyên” với ai mà lại là sự căng thẳng của vấn đề giá bán cho các nhà đầu tư chiến lược. Để kịp tiến độ IPO, chính phủ buộc phải thay đổi phương thức cổ phần hoá, ngược lại so với trước đây: tiến hành IPO trước, chọn nhà đầu tư chiến lược sau. Những vấn đề nêu trên đều gây ra tâm lý hoài nghi cho các nhà đầu tư. Nhà đầu tư sẽ nghi ngờ và đặt câu hỏi: “Đâu là giá trị thực của cổ phiếu” và “có nên trả giá cao khi chính các nhà đầu tư chiến lược cũng chê đắt”. Hơn thế, các nhà đầu tư liệu có thể yên tẩm để đặt giá trong khi vấn thấp thỏm chờ đợi câu trả lời về “số phận” của nguồn vốn thặng dư. Hơn bao giờ hết, quan điểm tận thu đã làm cho cách thức tiến hành IPO của chính phủ trở nên mập mờ, thiếu chuyên nghiệp. Niềm tin của nhà đầu tư đối với các cơ quản quản lý sẽ lung lay khi các chính sách cổ phần hoá thay đổi liên tục. Các nhà đầu tư sẽ tính đến rủi ro chính sách trong khi định giá và điều này làm giảm mức giá kỳ vọng của họ đối với các đợt IPO. Vậy mục tiêu của nhà nước là gì khi tiến hành cổ phần hoá các DNNN? Là “tận thu” với giá bán thật cao hay “lợi ích” đem lại cho doanh nghiệp sau khi cổ phần hoá. Thực tế đã chứng minh một điều rằng, các DNNN đã được cổ phần hoá trước đây đang làm ăn ngày một hiệu quả hơn và nộp ngân sách nhiều gấp 3-4 lần so với trước khi cổ phần hóa. Mặt khác, các cổ đông chiến lược không chỉ đơn thuần là một cổ đông lớn mà còn là đối tác hỗ trợ về mặt chuyên môn, kỹ thuật cho doanh nghiệp. Cho dù giá bán cho các nhà đầu tư chiến lược không cao thì cả phía doanh nghiệp và nhà nước đều được lợi nếu hoạt động doanh nghiệp trở nên hiệu quả hơn nhờ những đổi mới về kỹ thuật và phương thức quản lý hiện đại. Vậy thì việc đưa ra một giá bán thật cao có phải là một điều tốt hơn cho doanh nghiệp so với những lợi ích có được sau khi cổ phần hoá (!). Hãy xem trường hợp của công ty Vinamilk là một ví dụ. Vinamilk là một trong những công ty có giá trị vốn hoá lớn nhất thị trường. Năm 2003, nhà nước định giá VNM chỉ 100 triệu USD. Năm 2004, sau khi cổ phần hoá, giá trị của VNM được thị trường định giá lên đến 150 - 46 - triệu USD. Năm 2007 đến nay, phần vốn và lãi của nhà nước tại VNM lên đến 970 triệu USD. “Từ cổ phần hoá, nhà nước thu được những hũ vàng”- ông Dominic Scriven, tổng giám đốc công ty quản lý quỹ Dragon Capital nói. 3.4.3.Chỉ thị 03: “Bóp bên này, lồi bên kia” Đứng về mặt quan điểm, chỉ thi 03 nên được ủng hộ vì nó làm giảm tình trạng sốt nóng của TTCK. Tuy nhiên, đứng về mặt kỹ thuật, chỉ thị 03 lại “đáng bị lên án”. Chỉ thị 03 không sai lầm khi đặt ra mục tiêu kiềm chế dư nợ cầm cố cho vay chứng khoán dưới 3%, nhưng lại làm phức tạp thêm vấn đề khi tiếp tục đưa ra quy định giới hạn dưới 3% tổng dư nợ tín dụng đối với các NHTM. Thực tế cho thấy, để thực hiện đúng chỉ thị của NHNN, các NHTM đã lách luật bằng cách đẩy mạnh hoạt động cho vay. Các ngân hàng dễ dãi trong các điều kiện cho vay đầu tư bất động sản, vay tiêu dùng sản xuất mà không kiểm tra kỹ hồ sơ. Điều này sẽ gây nguy hiểm cho nền kinh tế vì nó tạo nên sự thiếu thanh khoản trong hệ thống ngân hàng, cũng như sự gia tăng của nợ xấu. Năm 2007, tăng trưởng tín dụng lên đến 53% so với mức 30% của mọi năm. Sư căng thẳng của vấn đề lãi suất trong tháng 2/2008 đã chứng minh điều đó. Trước tình hình nhu cầu chuyển đổi ngoại tệ sang tiền đồng gia tăng do dòng vốn gián tiếp và các nhu cầu khác thì việc các ngân hàng đẩy mạnh cho vay vào thời điểm trước tháng 12/2007 đã khiến nhiều ngân hàng rơi vào cảnh thiếu tiền đồng. Hệ quả là: các ngân hàng buộc phải đi vay với lãi suất cao trên thị trường liên ngân hàng và phải tăng lãi suất huy động. 3.4.4.Vấn đề độc lập của UBCKNN Một trong những nguyên nhân làm nhà đầu tư mất niềm tin là sự phản ứng chậm chạp từ phía chính phủ và UBCK nhà nước. Hãy nhìn lại thực tế, khi TTCK rơi vào “suy thoái” thì hầu như những động thái từ phía UBCK là “kiến nghị và đề xuất”. Chính điều này đã khiến cho nhà đầu tư hoài nghi về biện pháp “kích cầu, giảm cung” của UBCK đưa ra. Bởi nhà đầu tư hiểu rằng, giải pháp thực sự chỉ được đưa ra khi có sự đồng ý của thủ tướng chính phủ và BTC. Trong khi TTCK đang lao dốc từng ngày thì các nhà đầu tư không thể ngồi yên để chờ các cơ quan hữu quan phê duyệt phương án cứu thị trường. Như vậy có thể nhận xét chung rằng, nguyên nhân sụt giảm của TTCK VN nằm ở ba nguyên nhân chính. Thứ nhất, đó là sự yếu kém trong việc điều hành chính sách kinh tế vi mô đã gây ra những tác động xấu đến TTCK. Thứ hai, sự thiếu chuyên nghiệp trong việc điều hành TTCK (thể hiện qua các đợt IPO) đã khiến thị trường mất đi niềm tin. Và trong một thị trường mang nặng tính bầy đàn, thì sự sụt giảm mạnh của TTCK là điều dễ hiểu. - 47 - CHƯƠNG 4: ĐỊNH LƯỢNG CÁC MỐI QUAN HỆ KINH TẾ VĨ MÔ Ở VIỆT NAM Trong các chương trước, chúng ta đã phân tích mối quan hệ giữa lạm phát, tỷ giá và sự tự do hoá dòng vốn qua lý thuyết bộ ba bất khả thi. Những phân tích đã chỉ ra rằng cần một cơ chế tỷ giá linh hoạt hơn để đạt được mục tiêu độc lập chính sách tiền tệ trong bối cảnh mở cửa tài khoản vốn. Tuy nhiên, thật thiếu sót nếu chúng ta không đánh giá, định lượng rõ sự đánh đổi khi thực hiện điều này. Liệu một sự thay đổi trong tỷ giá và cung tiền sẽ ảnh hưởng như thế nào đến lạm phát? Và để đạt được mục tiêu kiềm chế lạm phát, chúng ta sẽ chấp nhận “sự hy sinh” đến mức nào trong sản lượng công nghiệp và xuất khẩu? Liệu hạn chế dòng vốn ngoại có là nguyên nhân dẫn đến sự sụt giảm TTCK VN? 4.1.KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ THỰC ĐẾN XUẤT KHẨU Một lo lắng hiện nay của các nhà hoạch định chính sách trong việc thực hiện mục tiêu chống lạm phát là tác động của tỷ giá đến xuất khẩu. Về mặt lý thuyết, việc VND tăng giá danh nghĩa sẽ tác động đến xuất khẩu. Tuy nhiên, chỉ tiêu tốt hơn để phản ánh khả năng cạnh tranh của hàng hoá là tỷ giá thực, lại cho thấy một điều trái ngược. Trong khi tỷ giá thực giữa VND/USD vào thời điểm tháng 5/2007 đã giảm giá gần 8% so với USD vào đầu năm 2001 (Nguyễn Hoài Bảo-2007) thì xuất khẩu lại tăng gấp 2,72 lần. Để kiểm định tác động của tỷ giá thực và sản lượng công nghiệp đến xuất khẩu ở VN, chúng tôi sử dụng mô hình hồi quy sau: )12(*)9(* )6(*)3(*** 65 4321   DLEXPDLEXP DLEXPDLEXPDLINDUSDRERDLEXP   Với mẫu quan từ 2003:01-2007:05, ta có được kết quả như sau: Kết quả hồi quy cho thấy, với mức ý nghĩa 10%, thì chỉ có biến số sản lượng công nghiệp (DLINDUS) tác động đến xuất khẩu một cách rõ ràng nhất. Nếu sản lượng công nghiệp tăng 1% - 48 - sẽ làm cho xuất khẩu tăng 0,78%. Biến số thứ hai là xuất khẩu của 12 tháng trước đó. Nếu xuất khẩu của 12 tháng trước đó tăng 1% thì xuất khẩu của tháng hiện tại tăng 0,31%. Điều đáng chú ý, tỷ giá thực không ảnh hưởng đến xuất khẩu (do p-value=0.29>0.1). 4.2.KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG TỶ GIÁ THỰC ĐẾN SẢN LƯỢNG CÔNG NGHIỆP Nhằm kiểm định tỷ giá thực đến sản lượng công nghiệp, chúng tôi sử dụng hàm hồi quy sau: )12(*)9(* )6(*)3(** 54 321   DLINDUSDLINDUS DLINDUSDLINDUSDRERDLINDUS   Với dữ liệu từ tháng 1/2003 đến tháng 12/2006, ta có kết quả như sau: Kiểm định cho thấy tỷ giá thực có tác động đến thay đổi trong sản lượng công nghiệp. Khi tỷ giá thực giảm 1% (hay VND lên giá 1%) thì sản lượng công nghiệp giảm 0,7%. Chuyển động của sản lượng công nghiệp trong quá khứ không dự báo được cho sản lượng công nghiệp hiện tại. Điều này cho ta kết luận rằng, việc thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt, bao gồm cho phép sự gia tăng của tỷ giá thực sẽ làm cho sản lượng công nghiệp bị giảm hay sẽ làm tác động đên tăng trưởng kinh tế. 4.3.KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ ĐẾN LẠM PHÁT Ngân hàng thanh toán quốc tế (BIS,2006) sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR) (xem phụ lục 4.1 để hiểu thêm về mô hình này) để chỉ ra tác động của các biến số bên ngoài chẳng hạn như cung tiền Mỹ, giá hàng hoá và các yếu tố nội địa đến lạm phát của VN. Nó sẽ trả lời cho câu hỏi liệu các yếu tố về tiền tệ, như tín dụng cho nền kinh tế và lãi suất nội địa đóng một vai trò quan trọng trong việc xác định lạm phát hay không ngoài tỷ giá VND/USD. Hệ thống VAR cơ bản bao gồm các biến số nội địa như: tỷ giá VND/USD, CPI và M2, CTE, LR, và giá hàng hoá (giá xăng và giá gạo) và các biến số bên ngoài như cung tiền Mỹ (M3US). Tất cả các biến số này được lấy log trừ lãi suất. Hệ thống VAR được ước lượng với dữ liệu theo tháng cho giai đoạn từ tháng 2/1996 đến tháng 4/2005, đồng thời các giai đoạn con được chọn để kiểm tra tính ổn định của những phát hiện này. Mỗi phương trình bao gồm 13 độ - 49 - trễ của mỗi biến. Sau đó, phân tích phương sai 16(variance decomposition) sẽ được sử dụng nhằm xác định những tác động trên. Trong mô hình VAR cơ bản, các biến số: tỷ giá VND/USD, giá gạo, giá xăng và M3US được cố định trong một hệ thống và mỗi hệ thống này lần lượt được xem xét với các biến số CTE (bảng 4.2), M2 (bảng 4.3), LR (bảng 4.4) và hai biến số CTE và M2 (bảng 4.5). Một phát hiện được rút ra, CTE là một biến số quan trọng để giải thích cho CPI sau 24 tháng (xem bảng 4.2). Tín dụng giải thích khoảng ¼ biến đổi của CPI của hai trong ba khoảng thời gian mẫu lớn hơn phần phương sai sai số dự báo (forcast error variance) được giải thích bởi chỉ số giá hàng hoá hoặc tỷ giá. CTE là biến số quan trọng nhất để giải thích CPI trong khoảng thời gian 24 tháng với thời gian mẫu từ tháng 2/1996 đến tháng 4/2005, và là biến số quan trọng nhất cùng với cung tiền Mỹ trong khoảng thời gian mẫu từ tháng 2/1996 đến tháng 4/2004. Tuy nhiên, kết quả này không mạnh qua tất cả các khoảng thời gian mẫu. Khi hệ thống này được ước lượng trong giai đoạn từ tháng 2/1996 đến tháng 4/2003, tín dụng đối với nền kinh tế giải thích một phần nhỏ sai số dự báo của biến số lạm phát ở VN. Hệ thống các phương trình cũng đã ước lượng với M2 (bảng 4.3) và LR (Bảng 4.4) thay cho tín dụng nhằm kiểm tra xem lạm phát có thể được giải thích bởi các biến này hay không? Về cơ bản, các biến số này giải thích chỉ một phần rất nhỏ của tỷ lệ lạm phát. Cả biến số M2 trong hệ thống với M2 (bảng 2) và LR trong hệ thống với LR (bảng 3) đều giải thích không quá 5% lạm phát của VN. Một hệ thống bao gồm cả hai biến số: CTE, LR(Bảng 4.5). Trong khi CTE giải thích 18% sai số dự báo của biến số lạm phát, thì lãi suất cho vay không đóng góp vào việc giải thích tỷ lệ lạm phát. Các kết quả này phù hợp với quan điểm rằng: cho vay ngân hàng là một kênh quan trọng trong cơ chế truyền dẫn tiền tệ của VN. Một phát hiện quan trọng khác, các chỉ số giá xăng dầu và giá gạo cùng với tỷ giá VND/USD có ảnh hưởng lớn trong việc giải thích các biến đổi CPI. Giá xăng, giá gạo, tỷ giá lần lượt giải thích 21%, 11% ,19% phương sai sai số dự báo của lạm phát 12 tháng (bảng 4.2). Trong các hệ thống cũng như trong các giai đoạn mẫu khác nhau, các biến số này cũng giải thích rất mạnh (xem bảng 4.3, 4.4 và 4.4). BẢNG 4.2: THÀNH PHẦN CỦA PHƯƠNG SAI SAI SỐ DỰ BÁO CỦA CPI: HỆ THỐNG VỚI CTE Giai đoạn mẫu Thời gian dự báo (theo tháng) M3US Giá xăng Giá gạo VND/USD CTE CPI 16 Phân tích phương sai là một phương pháp phân tích các thành phần trong biến nội sinh thành các cú sốc bộ phận đối với các biến số nôi sinh khác trong mô hình VAR. - 50 - 2/1996-4/2005 12 6,1 21,4 10,9 19 12 20,7 24 17,7 15,6 7,7 14 24,4 20,5 2/1996-4/2004 12 6,4 20,9 11,3 19,6 11,9 30 24 25,7 11,3 7,2 12,5 25,7 17,6 2/1996-4/2003 12 1,7 37,6 15,1 15 3,6 26,8 24 2,4 44,7 12,3 14,4 6,6 19,5 Nguồn; Tính toán của ngân hàng thanh toán quốc tế-BIS,2006 BẢNG 4.3: THÀNH PHẦN CỦA PHƯƠNG SAI SAI SỐ DỰ BÁO CỦA CPI: HỆ THỐNG VỚI M2 Giai đoạn mẫu thời gian dự báo (theo tháng) M3US Giá xăng Giá gạo VND/USD M2 CPI 2/1996-4/2005 12 0,3 15,9 43,8 7,4 3,8 28,8 24 9,7 15,4 57,7 3,9 4,3 18 2/1996-4/2004 12 3,5 24,5 28,5 11,3 1,2 31,0 24 13,5 28,8 28,5 7,6 0,8 20,8 2/1996-4/2003 12 23,0 20,2 12,1 10,5 5,3 28,9 24 38,3 26,4 8,0 6,1 5,2 16,1 Nguồn; Tính toán của ngân hàng thanh toán quốc tế-BIS,2006 BẢNG 4.4 THÀNH PHẦN CỦA PHƯƠNG SAI SAI SỐ DỰ BÁO CỦA CPI: HỆ THỐNG VỚI LR Giai đoạn mẫu Thời gian dự báo (theo tháng) M3US Giá xăng Giá gạo VND/USD LR CPI 2/1997-4/2005 12 4,4 9,6 44,8 2,5 2,5 36,2 24 8,9 12,0 52,6 2,7 2,5 21,2 2/1997-4/2004 12 1,7 21,9 30,8 6,4 4,5 34,7 24 6,9 27,5 34,1 4,6 3,7 23,3 Nguồn; Tính toán của ngân hàng thanh toán quốc tế-BIS,2006 BẢNG 4.4 THÀNH PHẦN CỦA PHƯƠNG SAI SAI SỐ DỰ BÁO CỦA CPI: HỆ THỐNG VỚI LR VÀ CTE Giai đoạn mẫu Thời gian dự báo (theo tháng) M3US PICOM VND/USD LR CTE CPI 2/1996-4/2005 12 13,2 15,3 13,9 11,7 45,9 - 51 - 24 28 9,3 12,5 19,7 30,4 2/1997-4/2005 12 16,8 14,6 8,5 1,3 9,0 49,8 24 35,9 8,1 5,5 0,7 17,8 32,0 Nguồn; Tính toán của ngân hàng thanh toán quốc tế-BIS,2006 Cuối cùng, cung tiền Mỹ cũng đóng một vai trò quan trọng trong việc giải thích chỉ số CPI trong hệ thống với biến số tín dụng nội địa (Xem bảng 4.2). Cung tiền Mỹ giải thích khoảng 18% lạm phát sau 24 tháng trong giai đoạn từ tháng 2/1996 đến tháng 4/2005, và thậm chí là 25% trong giai đoạn từ tháng 2/1996 đến tháng 4/2004. Điều này cũng đúng cho hệ thống với lãi suất cho vay và tín dụng nội đia (xem bảng 4.5). Phân tích chương 3 đã nói rằng, trước xu hướng dòng vốn ngoại gia tăng, những biến số vĩ mô như cung tiền và tín dụng cho nền kinh tế đã có nhiều thay đổi so với trước. Cung tiền M2 và lạm phát ngày càng trở nên có mối tương quan rõ hơn. Do đó, nhằm kiểm tra lại tác động của các biến số trên đến lạm phát trong giai đoạn hiên nay, chúng tôi thực hiện một vài kiểm định khác. Với dữ liệu theo năm từ 1991-2007, chúng tôi hồi quy mô hình sau nhằm kiểm định tác động của cung tiền M2 đến lạm phát:   2DMDCPI Kết quả hồi quy từ Eviews: Kết quả hồi quy cho thấy, cung tiền M2 tác động mạnh đến lạm phát VN. Nếu cung tiền M2 tăng 1% thì lạm phát tăng 0,88%. Mức độ giải thích là 64%. Điều này cho thấy cung tiền M2 ngày càng đóng góp nhiều hơn đến sự gia tăng của lạm phát. Đối với vai trò của CTE với lạm phát, chúng tôi nhận thấy rằng, kết quả của BIS vẫn còn đúng vì hệ số tương quan giữa hai biến số DCTE và DCPI trong giai đoạn 2000-2007 là rất cao: 0,76. 4.4.KIỂM ĐỊNH VAI TRÒ CỦA DÒNG VỐN NGOẠI ĐỐI VỚI TTCK VIỆT NAM Việc kiểm định sẽ được tiến hành trên hai khía cạnh. Thứ nhất, gia tăng trong quy mô giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài đóng góp bao nhiêu trong gia tăng quy mô giao dịch của - 52 - toàn thị trường. Thứ hai, việc mua ròng của nhà đầu tư nước ngoài có làm gia tăng tỷ suất sinh lợi cho TTCK VN. Kiểm định thứ nhất, được thực hiện bằng mô hình hồi quy sau: )(*)( DTNNLNQMTTLN   Với dữ liệu từ tháng 8/2003 đến tháng 12/2007, ta có kết quả như sau: LN(QMTT)= 2,2245 + 0,8608*LN(DTNN) ( R2= 94% ; F-statistic= 0,0000) t-statistic: (13,79) (29,28) p-value: (0,000) (0,000) Điều này có nghĩa là, nếu quy mô giao dịch của NĐTNN tăng lên 1 tỷ đồng thì quy mô giao dịch của toàn thị trường tăng lên 0,86 tỷ đồng. Như vậy, NĐTNN ảnh hưởng rất mạnh đến hoạt động của TTCK VN. Hay nói cách khác, với sự tham gia của nhà đầu tư nước ngoài thì TTCK VN ngày càng trở nên biến động mạnh hơn. Vấn đề còn lại là, liệu mua ròng của NĐTNN (DNETBUY) có làm cho VN-index tăng điểm. Để trả lời cho câu hỏi này, chúng tôi thực hiện tính hệ số tương quan giữa hai biến số TSSL và DNETBUY, với dữ liệu từ tháng 10/2003 đến tháng 12/2007. Kết quả, hệ số tương quan là -0,0947 đồng nghĩa sự gia tăng mua ròng của nhà đầu tư nước ngoài không làm gia tăng TSSL của TTCK VN. Thực tế thời gian qua cho thấy, giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài và nhà đầu tư trong nước là trái chiều nhau. Trong khi nhà đầu tư trong nước rơi vào trạng thái khủng hoảng tâm lý và bán tháo cổ phiếu, thì khối nhà đầu tư nước ngoài lại tăng mua. Ví dụ, trong 3 phiên từ ngày 8-10/04/2008, mặc cho các nhà đầu tư trong nước tháo chạy, thì các nhà đầu tư nước ngoài lại mua vào 769,3 tỷ đồng và chỉ bán ra 180,2 tỷ đồng. Còn tính trong 4 phiên liên tiếp, giá trị mua ròng đạt 591,4 tỷ đồng, mức kỷ lục kể từ tháng 10/2007. 4.5.KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ TỶ SUẤT SINH LỢI CHỨNG KHOÁN Ở VIỆT NAM Fisher (1930) đã phát hiện rằng, lãi suất thực xấp xỉ gần bằng lãi suất danh nghĩa trừ lạm phát kỳ vọng. Mối quan hệ này được biết đến như là hiệu ứng Fisher. Trên TTCK hiệu ứng Fisher chính là mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và lạm phát kỳ vọng. Theo hiệu ứng này, giá chứng khoán có thể biến đổi tương ứng với những biến động trong lạm phát. Engel - 53 - và Rangel (2005) đã nghiên cứu các thị trường mới nổi và đưa đến kết luận: những quốc gia có lạm phát cao có khuynh hướng biến động giá chứng khoán mạnh. Diễn biến TTCK VN thời gian qua cho thấy có sự tác động mạnh của lạm phát đến giá chứng khoán. Nhiều phân tích đã chỉ ra mối quan hệ này, nhưng liệu đây là một tác động trong ngắn hạn hay thực sự là một mối quan hệ cân bằng “dài hạn”cần phải có một kiểm định. Dữ liệu kiểm định Để tiến hành kiểm định, chúng tôi sử dụng dữ liệu theo tháng trong khoảng thời gian từ tháng 2/2006 đến tháng 3/2008. Kiểu dữ liệu lạm phát được sử dụng là chỉ số CPI của tháng hiện tại so với tháng cùng kỳ năm trước. Biến động lạm phát được kí hiệu là DLCPI = ln(CPIt) - ln(CPIt-1). (Nguồn số liệu được cung cấp từ Tổng cục thống kê VN) Tương tự, biến số biến động giá chứng khoán được kí hiệu là DLVNI = ln(VNI-indext) - ln(VNI-indext-1). Trong đó, chỉ số VN-index của tháng là bình quân của các chỉ số VN-index hằng ngày trong tháng. (Nguồn số liệu được lấy từ HOSE) Phương pháp kiểm định Hiệu ứng Fisher về mối quan hệ giữa lãi suất danh nghĩa (R), lãi suất thực (re) và lạm phát ( e ) được thể hiện qua công thức sau: (1 + R) = (1 + re)(1 + e ) Tương tự, ta có thể biểu diễn mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi danh nghĩa (DLVNIt), tỷ suất sinh lợi thực của TTCK VN (DLVNIer) và biến động lạm phát (DLCPIt) như sau: (1+DLVNIt)=(1+DLVNIet)(1+DLCPIt) Suy ra: e tte t t t DLVNIDLVNI1DLVNI1 DLVNI1DLCPI     Hay: DLVNIt  DLVNIet +DLCPIt (1) Do vậy, mối quan hệ dài hạn giữa lạm phát và giá cổ phiếu có thể được kiểm định thông qua hàm hồi quy cổ điển sau: (2) Nhằm có được mối cân bằng dài hạn, các giá trị kỳ vọng của 0 và 2 lần lượt là 0 và 1. Nếu bất kỳ kiểm định nào cho thấy hai hệ số này khác với dự kiến trên thì hiệu ứng Fisher sẽ không tồn tại. ttt DLCPIDLVNI   10 - 54 - Để kiểm định giả định trên, chúng tôi sử dụng đồng thời cả hai phương pháp. Phương pháp thứ nhất: sử dụng kiểm định thống kê t. Với giả định 0 =0, ta có thống kê )( 0 )( 0 0 0    se t   . Và với giả định 1 =1, ta có thống kê )( 1 )( 1 1 1    se t  . Nếu như cả hai thống kê t này nằm trong miền c