Đề tài Dự trữ ngoại hối - Bao nhiêu là hợp lý cho nền kinh tế Việt Nam

ốc tế tổng thể, NHNN đã mua một lượng ngoại tệ ngoại tệ cho dự trữ ngoại hối để vừa đảm bảo khả năng can thiệp trong tương lai, vừa để duy trì khả năng cạnh tranh của hàng xuất khẩu, tránh sự lên giá của đồng Việt Nam. Tuy nhiên, việc mua ngoại tệ cho dự trữ buộc NHNN phải bơm ra một số tiền đồng vào lưu thông gây áp lực cho lạm phát. Để kiểm soát lạm phát, NHNN đã phải thông qua hoạt động của thị trường mở để hút bớt số tiền đồng đã bơm ra dưới hình thức bán tín phiếu của NHNN. Tuy nhiên kết quả lại tạo nên sự thiếu thanh khoản tiền đồng của một số NHTM, đẩy lãi suất trên thị trường liên ngân hàng cao lên mức chưa từng có, thị trường chứng khoán có nhiều biến động nóng lạnh thất thường 29 và hiện đang ở mức sụt giảm nghiêm trọng. NHNN phải xác lập trần huy động lãi suất tiền đồng và ngoại tệ cũng như trần quy mô tín dụng cho các Ngân hàng thương mại (NHTM). Nhu cầu mua, bán ngoại tệ của các NHTM cũng biến động khôn lường tạo nên khó khăn cho điều hành, can thiệp của NHNN trên thị trường ngoại hối. Nguyên nhân của sự biến động đa chiều trên thị trường tiền tệ và thị trường ngoại hối thời gian qua là sự đối mặt với ảnh hưởng của “bộ ba bất khả thi” của một nước mở của nền kinh tế khá mạnh mẽ, một nước mở cửa cán cân vốn không thể vừa đạt được mục tiêu ổn định giá cả vừa đạt được mục tiêu ổn định tỷ giá. Việc tăng lãi suất nhằm hạn chế tiền cung ứng trong lưu thông để kiểm soát lạm phát sẽ càng làm tăng sức hút dòng vốn nước ngoài đổ vào, càng làm tăng sức ép lên giá của đồng nội tệ, sẽ khó cho phép nước này ổn định tỷ giá. Điều này gây ảnh hưởng đến xuất khẩu, khuyến khích nhập khẩu và làm gia tăng mức thâm hụt cán cân vãng lai. Nếu duy trì ổn định tỷ gía, Ngân hàng trung ương phải mua ngoại tệ vào và phải bơm tiền ra lưu thông thì lại gây nên áp lực lạm phát. Theo đánh giá của các chuyên gia kinh tế hàng đầu thế giới, ảnh hưởng của “bộ ba bất khả thi” này càng nghiêm trọng đối với các nước mới nổi có thị trường tiền tệ và tài chính còn chưa thực sự phát triển. Thái lan đã phải lựa chọn việc kiểm soát luồng vốn để có thể kiểm soát lạm phát và ổn định tỷ giá khi luồng vốn nước ngoài đổ vào trong nước ở mức cao trong thời kỳ khủng hoảng. Đối với công cụ lãi suất, các nước không bị tình trạng đô la hoá và có mặt bằng lãi suất thấp có thể sử dụng để kiếm soát lạm phát bằng cách tăng lãi suất và thả tỷ giá tương đối tự do. Tuy nhiên, với Việt Nam, với mặt bằng lãi suất cao trong khu vực và trên thế giới và với bối cảnh khá tự do hoá các giao dịch vốn thì biện pháp tăng lãi suất để thắt chặt tín dụng sẽ khó phát huy tác dụng. Cụ thể, khi lãi suất lên cao, do chênh lệch lãi suất trong và ngoài nước với bối cảnh lãi suất trên thị trường quốc tế có xu hướng giảm, càng làm tăng luồng vốn đổ vào Việt Nam. Tín dụng bằng USD tăng nhanh và có xu hướng nhà đầu tư nước ngoài chuyển đổi USD để mua trái phiếu VND của các NHTM. Khi đó, áp lực lạm phát không giảm mà còn tăng. Do vậy, có thể cho rằng việc NHNN áp dụng riêng rẽ các biện pháp lãi suất hay tỷ giá mà không có phối hợp của việc quản lý các luồng vốn của các bộ ngành, đặc biệt là luồng vốn ngắn hạn thì mục tiêu kiểm soát lạm phát khó có thể đạt được. Trong bối cảnh lạm phát gia tăng mạnh, thâm hụt cán cân thương mại lớn và dòng vốn đầu tư nước ngoài vào nhiều ở Việt Nam, việc lựa chọn một cơ chế điều hành tỷ giá phù hợp với tình hình và chính sách tiền tệ hiện tại có ý nghĩa quan trọng trong việc bình ổn kinh tế vĩ mô. Đến giữa năm 2008, nhập siêu tăng mạnh cùng với lạm phát trong nước gây áp lực lên tỷ giá USD/VND, buộc Chính phủ phải công bố DTNH và chi ra một lượng ngoại tệ lớn để bình ổn thị trường. Nhưng kể từ cuối năm 2009 đến nay, tỷ giá đi vào ổn định đã giúp bình ổn thị trường tiền tệ và giảm áp lực lên việc điều chỉnh DTNH quốc gia. 30 2.2 Tác động của DTNH lên các biến vĩ mô 2.2.1 Tác động lên nợ nước ngoài Cùng với quá trình phát triển của DTNH, trong phần tiếp theo, đề tài sẽ tập trung phân tích để xem xét liệu sự tăng DTNH của quốc gia có tác động dài hạn lên các biến vĩ mô hay không. Sự tác động này, tuy nhiên phụ thuộc vào giá trị của các tham số cũng như tỷ lệ lãi suất. Đầu tiên đề tài nghiên cứu sẽ đánh giá mối quan hệ giữa DTNH và tổng nợ nước ngoài cũng như mối quan hệ giữa DTNH và kỳ hạn thanh toán các khoản nợ đó. Xét theo tính lỏng của các khoản nợ thì nợ ngắn hạn sẽ có tính lỏng hơn các khoản nợ dài hạn, bởi vì sự thay đổi bất ngờ trong dòng vốn trong dài hạn sẽ có khả năng cao hơn trong ngắn hạn. Các khoản kỳ hạn thanh toán trung bình các nợ ngắn hạn do đó có thể xem như đại diện cho mức độ của nợ nước ngoài. Các lý thuyết đã cho chúng ta thấy rằng sự tăng lên trong DTNH không chỉ tăng nợ nước ngoài mà còn làm cho nợ “không lỏng” trở nên “lỏng” hơn22. Do đó, trong phép ước lượng sau đây, đề tài sẽ xem xét DTNH có tác động tích cực đến các khoản nợ nước ngoài và tác động tiêu cực đến kỳ hạn thanh toán trung bình hay không? Đề tài ước lượng theo hai công thức sau: Δ (Nợt/ GNIt) = a1.Δ(DTNHt / GNIt) + a2. log GNIt, (1) Kỳ hạn thanh toánt = b1. DTNHt/ GNIj,t + b2. log GNIt, (2) Trong đó Nợ: tổng nợ nước ngoài; Kỳ hạn thanh toán (Maturity): kỳ hạn trung bình của những hợp đồng mới; GNI là tổng thu nhập quốc nội; DTNH (Foreign Reserve): tổng số DTNH. Biến Δxj,t đại diện cho phương sai bậc nhất của xj,t. Để tránh hiện tượng phương sai không đồng đều23, DTNH được chia bởi GNI trong công thức (1) trên như một biến giải thích trong cả hai phương trình. DTNH được lấy từ nguồn thống kê của IFS, trong khi số liệu về tổng nợ nước ngoài, kỳ hạn trung bình của các khoản nợ, và GNI được lấy từ nguồn của ADB. Số liệu lấy từ năm 22 Shin-ichi Fukuda and Yoshifumi Ko, 2010: Macroeconomic Impacts of Foreign Exchange Reserve Accumulation: Theory and International Evidence 23 Phương sai không đồng đều (Heteroskedasticity) là hiện tượng một biến độc lập trong mô hình có quan hệ một cách hệ thống với sai số của mô hình. Việc tồn tại phương sai không đồng đều trong mô hình tuy không làm ảnh hưởng tới kết quả hệ số ước lượng tức là hệ số ước lượng vẫn thống nhất (consistent) và không chệch (unbiased) nhưng lại làm ảnh hưởng tới phương sai của hệ số và vì vậy làm cho kiểm định F và kiểm định t ít có ý nghĩa. Hiện tượng này khá phổ biến với chuối số liệu chéo. 31 1992 đến 2009. Phương pháp ước lượng là bình phương bé nhất (OLS) với thời kỳ không đổi. Δ (Nợ/ GNIt) = -0.4889 + 0.1723.Δ(DTNHt / GNIt) + 0.2301. log GNIt Với R2 = 0.2514 Kỳ hạn thanh toán = 19.2592 + 15.0005. DTNHt/ GNIj,t + 6.9951. log GNIt Với R2 = 0.3016 Với kết quả ước lượng của hai công thức (1) và (2) như trên, ta có thể kết luận như sau. Thứ nhất, tổng nợ nước ngoài có tín hiệu đáng kể và có sự tương quan với DTNH và tương quan khẳng định với Log GNI (điều này cũng phù hợp với nghiên cứu của Shin-ichi Fukuda and Yoshifumi Ko, 2010). Sự tăng lên trong DTNH được tài trợ bởi những khoản nợ mới khi sự khác biệt về thu nhập đã được điều chỉnh. Thứ hai, tuy nhiên khác với kết quả nghiên cứu của Shin-ichi Fukuda and Yoshifumi Ko (2010) và mặt lý thuyết của vấn đề, mối quan hệ trong mô hình hồi quy giữa kỳ hạn thanh toán nợ nước ngoài có mối tương quan khẳng định với GNI và khoản DTNH. Phân tích lý thuyết đã hàm ý rằng, DTNH tăng sẽ làm giảm rủi ro tính lỏng, thể hiện qua sự tăng lên đó sẽ làm cho những món nợ ít tính lỏng sẽ trở nên lỏng hơn. Nhưng kết quả thực nghiệm ở nước ta cho thấy, khi khoản DTNH tăng sẽ làm tăng rủi ro tính lỏng hơn, càng gây thiệt hại hơn cho nền kinh tế. Hình 2.17: Dự trữ ngoại hối, nợ và kỳ hạn thanh toán Nguồn: ADB Kết quả cũng tương đối phù hợp với thực tế khi trong gian đoạn kiểm định từ 1992 đến 2009 khi DTNH tăng thì nợ cũng có tăng, đặc biệt là giai đoạn từ sau năm 1997-1998 , khi tỷ lệ tăng của DTNH và nợ gần như có mối tương quan rất cao. 32 2.2.2 Tác động lên các biến vĩ mô Không chỉ có mối liên hệ tương đối chặt chẽ với các khoản nợ, DTNH còn có tác động đáng kể đến những biến vĩ mô khác, như: tiêu dùng, đầu tư vốn, tỷ trọng xuất khẩu và tỷ lệ tăng trưởng GDP. Đây là những biến quan trọng để đo lường mức độ “thể hiện” của một nền kinh tế. Mô hình ký thuyết cho một nền kinh tế mở nhỏ24 cho thấy rằng, khi lãi suất trên các khoản DTNH thấp thì một sự tăng lên trong DTNH sẽ có nhiều tác động: Tác động phủ định lên tiêu dùng; Tác động khẳng định lên tỷ trọng xuất khẩu; Tác động khẳng định lên đầu tư vốn và sản lượng của nền kinh tế, nếu khu vực thương mại (có trao đổi quốc tế) có nhiều vốn hơn khu vực phi thương mại. Đề tài sẽ ước lượng 4 công thức sau: Tiêu dùngt/GDPt = c1 (DTNHt/GNIt) + c2 log GNIt (3) Xuất khẩut/GNIt = d1 (DTNHt/GNIt) + d2 log GNIt (4) Đầu tưt/GDPt = e1 (DTNHt/GNIt) + e2 log GNIt (5) ΔGDPt/GDPt = f1 (DTNHt/GNIt) + f2 log GNIt (6) Trong đó: Tiêu dùng: tiêu dùng nội địa; GDP: tổng sản phẩm quốc nội; Xuất khẩu: tổng số xuất khẩu; Đầu tư: đầu tư vốn nội địa t là đại diện cho năm. Để tránh hiện tượng phương sai không đồng đều 25, DTNH và xuất khẩu được chia bởi GNI, trong khi tiêu dùng và đầu tư được chia bởi GDP. Bảng 2.2: Kết quả ƣớc lƣợng tác động của dự trữ ngoại hối Hằng số C DTNHt/GNIt log GNIt R 2 Tiêu dùngt/GDPt 1.1379 – 0.0452 - 0.2472 0.7777 Xuất khẩut/GNIt - 0.5563 – 0.0379 + 0.6552 0.9143 Xuất khẩut/GNIt - 0.0915 + 0.0004 + 0.2585 0.9574 ΔGDPt/GDPt - 0.3323 + 0.0111 + 0.1324 0.1710 Nguồn : Tác giả tính toán 24 Shin-ichi Fukuda and Yoshifumi Ko, 2010: Macroeconomic Impacts of Foreign Exchange Reserve Accumulation: Theory and International Evidence 25 Như đã được chú thích bên trên 33 Các kết quả ước lượng được trình bày như trên. Mối tương quan của DTNH có tín hiệu đáng kể trong các trường hợp. DTNH có mối tương quan phủ định với tiêu dùng và tỷ trọng xuất khẩu (Kết quả cũng tương tự như kiểm định của Shin-ichi Fukuda and Yoshifumi Ko, 2010). Điều này ngụ ý rằng sự tăng lên trong DTNH làm giảm tiêu dùng trong nước và thu hẹp tỷ trọng xuất khẩu của khu vực thương mại. Trong phạm vi lãi suất, lợi nhuận từ DTNH thì thấp, điều này phù hợp với lý thuyết. DTNH có mối tương quan khẳng định với tỷ lệ tăng trưởng và đầu tư vốn như đã được trình bày trong bảng kết quả. Điều này cho thấy rằng, sự tích lũy DTNH làm tăng tích lũy vốn và phát triển tăng trưởng ở Việt Nam. Theo mặt lý thuyết từ Shin- ichi Fukuda and Yoshifumi Ko thì điều này xảy ra khi khu vực thương mại có nhiều vốn hơn khu vực phi thương mại. Hình 2.18: Dự trữ ngoại hối và các biến vĩ mô Nguồn: Tổng hợp từ ADB và IMF Kết quả từ mô hình cho thấy mối tương quan khá cao giữa DTNH và các biến còn lại, và điều đó cũng phù hợp với kết quả thực tế khi trên đồ thị, giai đoạn từ năm 1992 đến năm 2009, các chỉ tiêu (biến) đều tăng. Từ năm 1992 khi mà các biến đều gần như xuất phát từ một gốc thì sau đó đã tăng nhiều hơn, mức tăng đã thể hiện được sự tương quan cao hay không cao trong mô hình kiểm định như trên. Mức tương quan càng cao, càng thể hiện sự quan trọng của DTNH đối với các thành phần này. 2.2.3 Tác động lên lạm phát Theo như hai nhà khoa học Mei-Yin Lin và Jue-Shyan Wang, có mối quan hệ mật thiết giữa DTNH và lạm phát26. Bắt đầu từ nghiên cứu của Lucas với hàm tổng cung trong nền 26 Mei-Yin Lin and Jue-Shyan Wang, Foreign Exchange Reserves and Infation: anEmpirical Study of Five East Asian Economies, 2008 34 kinh tế, các nhân tố tác động đến tăng trưởng nguồn cung trong nền kinh tế gồm tác động ngoài mong đợi của tiền tệ, tác động tỷ giá hối đoái và các độ nhiễu. Tác động ngoài mong đợi của tiền tệ là tiêu chuẩn và mô tả tổng cung là hàm hữu dụng của lạm phát ngoài mong đợi. Điều này được minh họa rõ nét trong hợp đồng lương danh nghĩa của một thời kỳ thiết lập trên mong đợi cá nhân theo tỷ lệ lạm phát. Nếu tỷ lệ lạm phát thực tế cao hơn tỷ lệ lạm phát mong đợi, cho thấy một điều là mức lương thực tế nhận được sẽ thấp hơn mức mong đợi và lao động (sản lượng) sẽ tăng. Nếu tỷ lệ lạm phát thấp hơn mức mong đợi, lương thực tế nhận được sẽ cao hơn mức lương mong đợi và sản lượng sẽ giảm. Tác động của tỷ giá đến sản lượng: Về mặt lý thuyết, sự tăng trong tỷ giá hối đoái (thực) sẽ làm cho giả cả của hàng hóa nước ngoài trở nên thấp hơn. Nó sẽ giảm nhu cầu cho hàng hóa trong nước và nó dẫn đến sản lượng quốc nội thấp đi cũng như là sẽ có ít lao động hơn. Phản ứng của sản lượng và số lao động tới sự thay đổi của tỷ giá hối đoái sẽ trở nên lớn khi thị trường cạnh tranh mạnh mẽ. Và Ngân hàng trung ương đã cố gắng tái giảm sự ảnh hưởng này bằng điều hành thị trường ngoại hối. Dựa trên quan điểm là NHNN không thích lạm phát, chính điều đó được thể hiện qua cách can thiệp của Nhà nước27. Nhìn chung, mối quan hệ giữa lạm phát và DTNH là một mối quan hệ phức tạp và được truyền dẫn qua nhiều kênh cũng như từ sự điều hành của ngân hàng Nhà nước28. Trong phần này, chúng ta sẽ cố gắng tìm ra mối quan hệ giữa DTNH và lạm phát bằng thực nghiệm ở Việt Nam. Bắt nguồn từ phương pháp từ Mei-Yin Lin and Jue-Shyan Wang chúng tôi ước lượng mô hình hồi quy sau: Trong đó Trendt là khuynh hướng thời gian, et là độ nhiễu. đại diện cho tỷ lệ thay đổi hàng năm của mức DTNH. Ký hiệu của việc ướng lượng có thể cho chúng ta biết một điều rằng mối quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát và mức DTNH. Nguồn số liệu của CPI được lấy từ IFS. Ước lượng công thức ta có được bảng kết quả: Bảng 2.3 : Mối tƣơng quan giữa dự trữ ngoại hối và lạm phát Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t C 5.619923 7.353930 0.764207 Lạm phát Mỹ 4.052213 2.553848 1.586709 Thay đổi DTNH -0.072600 0.042867 -1.693621 Xu hướng thời gian -0.776209 0.429893 -1.805587 R 2 0.455640 27 Wonnacott, P. (1965), The Canadian Dollar, 1948-62, Toronto 28 Xem thêm phụ lục 35 Bảng kết quả cho thấy mối quan hệ giữa DTNH và lạm phát ở Việt Nam là mối tương quan phủ định, trong khi mối quan hệ giữa CPI Mỹ và CPI Việt Nam có mối tương quan khẳng định (Điều này cũng phù hợp với kết quả ước lượng của Mei-Yin Lin and Jue-Shyan Wang với năm nước châu Á trong đề tài của mình). 1% tăng trong DTNH sẽ dẫn tới giảm 0.0726% trong lạm phát ở Việt Nam. Hình 2.19: Dự trữ ngoại hối và lạm phát Nguồn: ADB Với R2 = 0.4564 thì cũng cho thấy mô hình có mức độ chính xác nhất định. Kết quả này nhìn chung cũng phù hợp với thực tế khi quan sát đồ thị của DTNH và lạm phát trong gian đoạn 1992 đến năm 2008. Cùng với sự tăng lên của dự trự ngoại hối từ năm 1992 đến năm 2008, thì tỷ lệ lạm phát cũng có xu hướng giảm, phù hợp với kết quả mô hình thực nghiệm cũng như lý thuyết đề ra. Trong giai đoạn 2001 đến 2008 cùng với việc tăng DTNH thì lạm phát cũng tăng29, như đã nói ở trên, mô hình có mức độ phù hợp nhất định, trong giai đoạn ngắn có thể không phù hợp, nhưng nhìn với giai đoạn dài thì kết quả có thể được sử dụng một cách hợp lý hơn và từ đó sẽ thấy tầm quan trọng của DTNH nhiều hơn. 2.3 Mô hình xác định mức dự trữ ngoại hối hợp lý 2.3.1 Theo tiêu chuẩn W - K 2.3.1.1 Cơ sở lý luận của mô hình Xác định được tầm quan trọng của DTNH tới phát triển kinh tế và tác động tới những biến khác trong nền kinh tế, một câu hỏi đặt ra là DTNH bao nhiêu là hợp lý. Những nghiên cứu về DTNH đã cung cấp một vài lý thuyết về vấn đề này, bao gồm những sự so sánh của DTNH với tổng lượng cung tiền (M2), nhập khẩu và các khoản nợ, đặc biệt là các khoản nợ ngắn hạn. Hầu hết các chỉ số đó, như tỷ lệ giữa DTNH và tổng nợ ngắn hạn đã được sử dụng một cách hợp lý trong một cài trường hợp. Tiêu chuẩn về nhập khẩu (tỷ lệ DTNH 29 Điều này đã được lý giải trong phần 2.1.3 36 trên nhập khẩu) đặc biệt quan trọng đối với những nước có sự hạn chế đối với nguồn tài chính quốc tế. Lấy một điển hình, Wijnhold và Kapteyn (2001) đề xuất ứng dụng tiêu chuẩn dựa trên nhập khẩu làm thước đo cho khoản DTNH ở các nước đang phát triển có thu nhập thấp, nơi mà sự lưu chuyển giữa nguồn vốn trong nước và quốc tế còn bị giới hạn. Tỷ lệ giữa DTNH trên khoản cung tiền có thể được xem như một tiêu chuẩn hữu dụng với những quốc gia có hệ thống ngân hàng yếu kém nhưng cần được hỗ trợ với một phân tích về các nguyên nhân khác nhau của sự bốc hơi các nguồn vốn. Năm 2001, Wijnholds và Kapteyn đề xuất một tiêu chuẩn mới của việc xem xét tính đầy đủ của DTNH cho các quốc gia đang phát triển dựa trên tiêu chuẩn về nợ. Nó bao gồm 3 yếu tố: Nợ ngắn hạn nước ngoài, khoản điều chỉnh M2 và rủi ro quốc gia: Biến M2: Một vài nghiên cứu liên quan đến chỉ số này như nghiên cứu trên Hệ thống cảnh báo sớm (EWS) được thực hiện sau khủng hoảng Mexico năm 1995. Nghiên cứu này chỉ ra rằng tỷ lệ DTNH trên lượng cung tiền (M2) sẽ có thể được xem như chỉ số tiên đoán khủng hoảng tài chính. Tỷ lệ này càng cao, có nghĩa là xác suất xảy ra khủng hoảng càng được tái giảm. Calvo (1996), tranh cãi rằng tỷ lệ này là tiêu chuẩn cho những nước có chế độ tỷ giá hối đoái cố định. Những nghiên cứu khác cũng xem điểm chuẩn này như là tiêu chuẩn để tiên đoán khủng hoảng: Esquivel và larrian (1998), Kminsky, Lizondo và Reinhart (1998). Các khoản nợ, có vai trò quan trọng trong các nền kinh tế đang phát triển, liên quan tới khoản dự trữ trên các khoản nợ ngắn hạn nước ngoài (STED), các khoản nợ ngắn hạn được định nghĩa như các khoản nợ mà có kỳ hạn phải thanh toán dưới 1 năm. Một vài nghiên cứu EWS đã cho thấy rằng R/STED là chỉ số có thể tiên đoán được khủng hoảng tài chính (Bussiere và Mulder (1999), Rodrik và Velassco(1999)). Kiểm tra chỉ số này xuyên quốc gia đã cho kết quả một cách tổng quan đúng như mong đợi, với các quốc gia có chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý sẽ có tỷ lệ dự trữ trên nợ ngắn hạn nước ngoài cao hơn những nước có chế độ tỷ giá thả nổi. Rủi ro quốc gia: được xem như chỉ số để xem xét tính bay hơi dòng vốn vào các nước. Một quốc gia với một yếu tố tài chính, kinh tế và chính trị tốt sẽ có những rủi ro ít hơn các nước có những chỉ tiêu xấu. Phương pháp W-K không đưa ra một giá trị cụ thể cho DTNH hợp lý mà đưa ra một khoảng giá trị. Trong phần này đề tài áp dụng phương pháp W-K để ước lượng xem khoản dự trữ thực tế của Việt Nam có đúng như những gì mà phương pháp này đưa ra: DTNH nhỏ nhất = nợ ngắn hạn + M2 nhỏ nhất x rủi ro quốc gia DTNH lớn nhất = nợ ngắn hạn + M2 lớn nhất x rủi ro quốc gia 37 2.3.1.2 Tính toán cho Việt Nam Bảng 2.4: Tính toán theo tiêu chuẩn W-K Đợn vị tính (tỷ đôla Mỹ) Năm Nợ ngắn hạn M2 Khoản điều chỉnh M2 Rủi ro quốc gia DTNH theo W-K DTNH thực tế Nhỏ nhất Lớn nhất Nhỏ nhất Lớn nhất a b1 b2 c a+(b1xc) a+(b2xc) 1999 2.37 58 10.2 4 1.023 7 2.0474 0.67 3.06 3.75 3.42 2000 0.92 30 15.7 3 1.573 3 3.1467 0.65 1.95 2.97 3.51 2001 0.78 31 18.9 1 1.890 6 3.7813 0.67 2.05 3.32 3.77 2002 0.78 43 21.5 6 2.156 2 4.3124 0.62 2.12 3.46 4.23 2003 1.28 94 26.5 2 2.652 2 5.3044 0.68 3.09 4.90 6.36 2004 2.14 11 33.8 3 3.382 6 6.7653 0.71 4.54 6.94 7.19 2005 2.57 46 43.5 6 4.356 1 8.7122 0.69 5.58 8.59 9.22 2006 2.50 43 57.7 1 5.770 6 11.5413 0.68 6.43 10.35 13.59 2007 4.68 70 83.8 3 8.382 9 16.7658 0.72 10.72 16.76 23.75 2008 4.86 86 98.6 1 9.860 8 19.7216 0.67 11.48 18.08 21.70 Trong đó khoản điều chỉnh của M2 được tính như sau: Với các nước có chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi thì khoảng điều chỉnh của M2 là từ 5% đến 10% của M2 thực tế. Với các nước có chế độ tỷ giá hối đoái cố định hay chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý thì khoảng điều chỉnh của M2 là từ 10% đến 20% của M2. Việt Nam hiện tại được xem như nước có chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý nến phần điều chỉnh sẽ là 10% đến 20% của M2 30 . Rủi ro quốc gia được lấy từ nguồn EIU (The Economics Intelligence Unit), chỉ số rủi ro quốc gia này được tổng hợp từ 77 chỉ số khác nhau từ chính sách tiền tệ cho đến chính sách tài khóa và sự ổn định về chính trị. Chỉ số này được mô tả từ 0 đến 100, chỉ số càng cao thì rủi ro của quốc gia đó càng cao. Từ kết quả tính toán cho thấy trong giai đoạn từ năm 1999 đến năm 2008, mức DTNH thực tế vượt qua giới hạn trên theo tiêu chuẩn W-K. Điều này thể hiện lượng ngoại hối mà NHTW nắm giữ cao hơn mức cần thiết, nghĩa là Việt Nam có khả năng đáp ứng các khoản nợ ngắn hạn, hay nói chung là đảm bảo trước những cú sốc kinh tế. 30 J. onno de beaufort Wijnholds and Arend Kapteyn: Reserve Adequacy in Emerging Market Economies, 2005 38 Tiêu chuẩn này, tuy hữu ích trong việc xác định ngưỡng hợp lý của DTNH đối với một quốc gia vì nó đơn giản, dễ tính toán nhưng nó vẫn tồn tại một vài điểm yếu: Vì chỉ dựa trên khoản nợ và rủi ro quốc gia nên mô hình còn nhiều thiếu sót. Đặc biệt là giai đoạn này, Việt Nam tham gia vào thị trường quốc tế chưa lâu nên độ mở của nền kinh tế còn phần hạn chế, luồng tiền ra vào quốc gia chưa thật cao, các khoản nợ có khả năng thay đổi lớn trong tương lai. Do đó, nếu chỉ dùng chỉ số này để đánh giá thì chưa thực sự hợp lý. Hạn chế này giải thích nguyên nhân mức DTNH thực tế của Việt Nam trong giai đoạn vừa qua luôn cao hơn mức ý thuyết của mô hình. Mô hình này không đánh giá được chi phí cơ hội khi nắm giữ các khoản ngoại tệ, thay vì đi đầu tư để kiếm lợi nhuận, vì vậy còn nhiều khoảng cách so với thực tế. 2.3.2 Tính toán DTNH theo mô hình Buffer Stock 2.3.2.1 Cơ sở lý luận của mô hình Để xây dựng lượng DTNH hợp lý và đánh giá được chi phí cơ hội trong việc xác định, mô hình Buffer Stock sử dụng tư tưởng một kinh tế rất truyền thống: đó là cân bằng giữa chi phí và lợi ích. Mô hình phát biểu rằng mục đích ban đầu của DTNH là giảm sốc và hấp thụ những dao động của sự mất cân bằng thanh toán các khoản nợ và các khoản giao thương với nước ngoài. Khi thiếu ngoại hối, các nhà chức trách sẽ tập trung bổ sung vào những chính sách để xây dựng lại khoản dự trữ, điều này có thể làm giảm sản lượng. Điều này được định nghĩa như chi phí điều chỉnh vĩ mô. Khi nhu cầu của các khoản DTNH tăng lên đồng nghĩa với việc các chi phí này cũng tăng. Tuy nhiên nắm giữ ngoại hoái mặt khác làm phát sinh chi phí cơ hội. Các bài nghiên cứu thực nghiệm được thực hiện nhằm tìm ra mức dự trữ hợp lý để tối thiểu hóa tổng chi phí của việc nắm giữ các khoản dự trữ này. Hellar (1996) xác định mức dự trữ hợp lý liên quan đến cân bằng giữa chi phí biên và lợi ích của việc nắm giữ các tài sản. Sau đó, ống ấy đã so sánh mức dự trữ thực tế và mức dự trữ theo tính toán của mình để kiểm tra xem tính đúng đắn của các khoản dự trữ. Frankel và Jovanovic (1981) mở rộng ý tưởng của Hellar và phát triển một mô hình lý thuyết dựa trên nguồn gốc của việc quản lý hàng tồn kho để xác định mức dự trữ hợp lý. Họ ước lượng nhu cầu cho khoản dự trữ dựa trên cho phí cho việc điều chỉnh vĩ mô và chi phí cơ hội sử dụng chuỗi số liệu thời kỳ 1971-75 với phương pháp xuyên quốc gia của 21 nước đang phát triển. Và những ước lượng của họ có kết quả rất gần với tiên đoán theo lý thuyết. Flood và Marion (2002) trong bài nghiên cứu của mình đã phát hiện ra rằng mô hình Buffer Stock có thể thực hiện tốt trong thời kỳ tỷ giá hối đoái thả nổi như họ đã thực hiên trong giai đoạn theo chế độ tỷ giá Bretton Woods. Disyatat và Mathieson (2001) ước lượng công thức dự trữ kiểu Jovanovic cho 15 nước châu á và Châu Mỹ Latinh, và họ đã tìm ra rằng khủng hoảng tài chính 1997-1998 không gây ra một sự gián đoạn cấu trúc nào trong mô hình. Họ cũng cho thấy rằng, độ bất ổn của tỷ giá cũng đóng một vai trò hết sức quan trọng. 39 IMF (2003) nghiên cứu trên các nước đang phát triển ở Châu Á, sử dụng mô hình Buffer Stock và kết luận rằng mức dự trữ cao và tăng nhanh ở các nước này giữa năm 1997 và năm 2001 có sự tương quan mật thiết với mô hình, nhưng vào các năm 2002 và 2003, thì các khoản DTNH ở trên tiêu chuẩn được mô hình đưa ra. Những bằng chứng thực nghiệm như trên có thể xác nhận rằng mô hình Buffer Stock có thể hữu ích trong việc xác định mức DTNH hợp lý cho Việt Nam. Mô hình Buffer Stock Mô hình Buffer Stock của Frenkel và Jovanovic (1981) xác định sự biến động của DTNH trong các thời kỳ liên tiếp như một tiến trình Weiner31: Trong đó: Rt là mức dự trữ được nắm giữ tại thời điểm t; W(t) là tiến trình Weiner chuẩn với trung bình bằng 0 và biến đổi t. Tại mỗi thời điểm của sự phân phối DTNH được thể hiện như sau: Trong đó: R* đại diện cho mức DTNH hợp lý; là một phần của sự thay đổi tức thời trong khoản DTNH; là độ lệch chuẩn của của số gia Weiner trong dự trữ.. Như trên đã trình bày, mô hình này được thực hiện nhằm tối thiểu hóa hai loại chi phí: (1) chi phí của sự điều chỉnh khi khoản DTNH ở dưới mức mong muốn và (2) các khoản kiếm được trên việc nắm giữ khoản dự trữ đó. Công thức của về mô hình có thể được trình bày như sau: Trong đó: c, r và là chi phí cố định của việc điều chỉn; chi phí cơ hội của việc nắm giữ DTNH và độ lệ