Đề tài Hoàn thiện chính sách tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát để tăng cường thu hút vốn đầu tư nước ngoài vào thị trường chứng khoán Việt Nam

y trình phân tích hồi quy các chuỗi thời gian là tính dừng. Một chuỗi dừng có các đặc điểm sau đây: - Thể hiện xu hướng trở lại trạng thái trung bình theo một cách trong đó dữ liệu dao động xung quanh một giá trị trung bình cố định trong dài hạn. - Có một giá trị phương sai xác định không thay đổi theo thời gian. - Có một giản đồ tự tương quan với các hệ số tự tương quan sẽ giảm dần khi độ trễ tăng lên. Như vậy nếu một chuỗi thời gian không dừng chúng ta chỉ có thể nghiên cứu hành vi của nó trong khoảng thời gian đang được xem xét. Kết quả là chúng ta không khái quát hóa được cho các giai đoạn thời gian khác, vì vậy các chuỗi sẽ không có giá trị thực tiễn. Do tầm quan trọng của tính dừng nên trước khi chạy mô hình hồi quy 49 chúng tôi tiến hành xem xét tính dừng của các chuỗi số liệu bằng kiểm định Dicky- Fuller, sau đó điều chỉnh cho chuỗi dữ liệu dừng rồi mới hồi quy. 2.2.1. Vai trò của vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài thông qua thị trường chứng khoán với tăng trưởng kinh tế vĩ mô Việt Nam. Chúng tôi tiến hành kiểm định thực tiễn mối quan hệ giữa vốn FPI với tăng trưởng kinh tế vĩ mô nhằm so sánh với những nhận định lý thuyết đã nêu trong chương 1. Các số liệu trong giai đoạn từ năm 2002- 2010 sẽ được dùng để kiểm chứng mối quan hệ này. Mô hình hồi quy gồm có 3 biến: - Tổng sản phẩm quốc nội-GDP (biến phụ thuộc). - Đầu tư trực tiếp nước ngoài-FDI (biến độc lập). - Đầu tư gián tiếp nước ngoài vào TTCK -FPI (biến độc lập). Tất cả số liệu đều được lấy theo quý từ Q1/2002 đến Q4/2010 tổng cộng gồm 36 quan sát, và hai biến FDI, FPI được coi như là đại diện nguồn vốn ĐTNN vào Việt Nam. Số liệu GDP và FDI lấy từ số liệu năm theo thống kê của WorldBank và được hiệu chỉnh lại theo quý. Dùng số liệu vốn ngoại ròng trên sàn giao dịch chứng khoán TPHCM thay thế cho FPI của toàn thị trường (do bị hạn chế về số liệu chính xác của FPI toàn thị trường). Để giảm các sai lệch và độ nhiễu cho mô hình ta lấy log cho các biến. Sau khi kiểm định tính dừng ta thấy các biến trong mô hình không dừng cho đến khi được điều chỉnh theo sai phân và độ trễ. Bên cạnh đó, chúng tôi cũng kiểm tra mối quan hệ của các biến bằng Regression (phần mềm SPSS) để có được mô hình phù hợp nhất. Kết quả điều chỉnh chuỗi dữ liệu để thỏa mãn tính dừng và lý giải việc sử dụng mô hình phi tuyến bậc hai để thể hiện mối quan hệ giữa các biến được trình bày 50 cụ thể trong phụ lục 2. Kết thúc các quá trình trên, lúc này chúng tôi thu được phương trình hồi quy có dạng như sau: MGDP= β0+ β1*MFDI^2+ β2*MFPI^3+ Ui Kết quả hồi quy Kết quả thu được từ hồi quy bằng phần mềm Eview: Dependent Variable: MGDP Method: Least Squares Date: 04/11/11 Time: 02:06 Sample (adjusted): 2002Q3 2010Q4 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 23.24779 0.111805 207.9322 0.0000 MFDI^2 1.010747 1.926006 0.524789 0.6035 MFPI^3 3.73E-05 2.16E-05 1.729637 0.0936 R-squared 0.113675 Mean dependent var 23.42818 Adjusted R-squared 0.056492 S.D. dependent var 0.343272 S.E. of regression 0.333435 Akaike info criterion 0.725361 Sum squared resid 3.446550 Schwarz criterion 0.860040 Log likelihood -9.331132 F-statistic 1.987937 Durbin-Watson stat 0.151388 Prob(F-statistic) 0.154061 Từ kết quả hồi quy, ta có mô hình 51 MGDP= 23.24779+ 1.010747*MFDI^2+0.0000373*MFPI^3 Rõ ràng ta thấy hệ số β1 =1.010747> 0, thể hiện khi MFDI thay đổi thì MGDP có xu hướng biến động theo (cụ thể khi MFDI tăng thì MGDP giảm trong giai đoạn đầu nhưng sau đó tăng dần). Với giá trị xác suất p=0.6035>0.1 (xét ở mức ý nghĩa 10%), β1 là một hệ số ước lượng không có ý nghĩa thống kê. Hệ số β2 = 0.0000373> 0, cho thấy khi MFPI thay đổi thì MGDP chỉ có những biến đổi nhỏ. Tuy nhiên, hệ số của biến MFPI giá trị xác suất của hệ số này là 0.0936 nhỏ hơn so với 10% nên β2 là một ước lượng có ý nghĩa thống kê. Mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến (xem phụ lục 2). Kết quả ước lượng bên trên cho thấy FPI và FDI đều có tác động tích cực đến GDP tuy nhiên hệ số của FDI không có ý nghĩa thống kê (ở mức 10%), còn hệ số hồi quy của FPI thì quá nhỏ. Vì sao lại như vậy ? Chẳng lẻ nguồn vốn FDI thực tế không có tác động ý nghĩa đối với tăng trưởng kinh tế vĩ mô Việt Nam. Lý giải cho vấn đề này, chúng ta cần biết được rằng nguồn vốn ĐTNN chảy vào một nước cần kể đến cả số lượng và chất lượng. Thu hút được nhiều lượng vốn FDI thôi chưa đủ mà nền kinh tế còn phải hấp thụ được lượng vốn đó. Qua nhiều nghiên cứu về khả năng hấp thụ vốn ĐTNN, chúng ta sẽ nhận ra rằng lượng vốn này chỉ được hấp thụ tốt tại các vùng Đồng Bằng Sông Hồng, Đông Nam Bộ, Đông Bắc Bộ..các vùng kinh tế trọng điểm. Đối với các khu vực khác trong nước, nguồn vốn FDI gần như không tạo được hiệu quả gì ngoài những lời tuyên truyền rầm rộ, các dự án chỉ có trên giấy tờ hoặc thực hiện không đến đâu. Vì thế, chỉ số ICOR của Việt Nam so với các nước trong khu vực vẫn cao hơn khá nhiều.Tính chung ICOR của Việt Nam trong thời kỳ 1991-2007 là 4,86 lần, cao hơn nhiều so với 2,7 lần của Đài Loan (trong thời kỳ 1961-1980), 3 lần của Hàn Quốc (trong thời kỳ 1961- 1980), 3,7 lần của Indonesia (trong thời kỳ 1981- 1995), 4 lần của Trung Quốc (trong thời kỳ 2001-2006), 4,1 lần của Thái Lan (trong thời kỳ 1981-1995), cũng cao hơn so với 4,6 lần của Malaysia (trong thời kỳ 1981- 52 1995). Bên cạnh đó FDI cũng cần một thời gian khá dài mới thể hiện những lợi ích mang lại cho nền kinh tế mà thời kỳ quan sát chúng tôi chọn là tương đối ngắn (chỉ trong 8 năm). Cùng ở trong tình trạng tương tự như vốn FDI, hệ số hồi quy của FPI tuy có ý nghĩa nhưng lại ảnh hưởng không đáng kể đến GDP (β2 = 0.0000373 ). Mặc dù, FPI vào TTCK sẽ cung cấp cho các doanh nghiệp lượng vốn lớn để thực hiện các dự án đầu tư của mình. Nhưng vốn FPI vào nhiều có đồng nghĩa với tăng trưởng kinh tế cao hay không ? Câu trả lời là chưa chắc, bởi điều đó hoàn toàn tùy thuộc vào khả năng sử dụng vốn của doanh nghiệp, tác động phản hồi của dòng vốn với các nhân tố khác như lạm phát, tỷ giá… Thực tế, mức độ tăng trưởng kinh tế của mỗi quốc gia phụ thuộc vào nhiều yếu tố: đầu vào (số lượng vốn đầu tư, số lượng lao động và yếu tố năng suất các nhân tố tổng hợp ) và đầu ra (tiêu dùng cuối cùng, tích luỹ tài sản, xuất khẩu ròng). Phân tích từng nhân tố, chúng tôi thấy kinh tế Việt Nam đang kỳ vọng rất nhiều vào đầu tư nhưng lượng vốn ấy lại chưa hiệu quả. Những năm gần đây, tốc độ tăng GDP của Việt Nam rất cao tuy nhiên điều này là do quy mô GDP của Viêt Nam thấp, tăng trưởng vẫn phụ thuộc nhiều vào số lượng lao động và tích lũy tài sản. Thêm vào đó, nhiều người dân thành thị bắt đầu hình thành thói quen tiêu dùng, nhu cầu của người dân cả nước ngày càng tăng kích thích sản xuất phát triển. Qua kết quả hồi quy và những hiểu biết về thị trường, chúng tôi cho rằng lượng vốn FPI không đóng góp nhiều vào tăng trưởng GDP là vì thị trường chứng khoánViệt Nam hình thành chưa lâu, giai đoạn phát triển thịnh vượng khá ngắn (chỉ trong hơn 1 năm 2006-2007). Mười năm chưa đủ để thị trường chứng khoán Việt Nam trưởng thành, thị trường chưa thể đáp ứng được vai trò đối với nền kinh tế qua việc điều tiết tốt vốn đầu tư. Nguồn vốn ngoại mới chỉ có tác dụng làm tăng thanh khoản cho thị trường, định hướng nhà đầu tư trong nước và giúp cải thiện một phần môi trường thông tin tài chính…nó chưa ổn định trong thời gian đủ lớn để mang lại cho nền kinh tế những lợi ích cần thiết. Bên cạnh đó, sự bất ổn trong một thời gian tương đối dài đã 53 làm cho những kết quả mà FPI mang đến cho tăng trưởng kinh tế vĩ mô bị xói mòn. Một yếu tố chúng tôi không quên khẳng định lại là khả năng sử dụng hiệu quả vốn đầu tư của các doanh nghiệp Việt Nam. Từ những phân tích trên và kết quả hồi quy thực nghiệm, chúng tôi kết luận rằng kinh tế Việt Nam chưa hấp thu được những lợi ích mà nguồn đầu tư trực tiếp, gián tiếp nước ngoài mang lại. Vai trò làm động lực của vốn đầu tư gián tiếp vào tăng trưởng kinh tế Việt Nam là không phải bàn cãi. Nhưng làm sao để biến động lực ấy thành một nhân tố thực sự hiệu quả đóng góp vào sự gia tăng GDP là một vấn đề cần được tập trung quan tâm và tìm kiếm giải pháp khắc phục trong thời gian tới. Bởi vì, trong những tháng gần đây, dòng vốn ngoại đã bắt đầu hồi phục và nền kinh tế đã không còn chịu ảnh hưởng từ khủng khoảng tài chính. 2.2.2. Kiểm định tác động của các nhân tố thị trường: Tỷ giá hối đoái, Lãi suất, Chỉ số giá tiêu dùng đến lượng vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Từ những lý thuyết đã nêu về tác động của 3 nhân tố Tỷ giá hối đoái (danh nghĩa), Lãi suất (tiền gửi kỳ hạn 3 tháng), Chỉ số giá tiêu dùng đến FPI, với số liệu thực tế trên thị trường Việt Nam, chúng tôi thực hiện phân tích định lượng để xem xét mối quan hệ của các biến trong giai đoạn 2002-2010. Mô hình gồm có 4 biến: - Đầu tư gián tiếp nước ngoài - FPI (biến phụ thuộc). - Tỷ giá hối đoái (danh nghĩa) -TGHD (biến độc lập). - Lãi suất (tiền gửi kỳ hạn 3 tháng) -LS (biến độc lập). - Chỉ số giá tiêu dùng -CPI (biến độc lập). Tất cả số liệu đều được lấy theo quý từ Q1/2002 đến Q4/2010 tổng cộng gồm 36 quan sát, cũng tương tự phần trên FPI được lấy từ Sàn giao dịch chứng khoán 54 TPHCM. Số liệu của các biến còn lại TGHD, LS, CPI được thu thập từ kết quả thống kê của Quỹ Tiền Tệ Quốc Tế (IMF). Tất cả số liệu được lấy log để làm giảm sai số ngẫu nhiên của mỗi biến. Sau khi kiểm định tính dừng, điều chỉnh và xác định mô hình phù hợp ta có mô hình mới như sau: MFPI= β0+ β1*MTGHD+ β2*MLS+ β3 *MCPI + Ui Mô hình này cũng đã được kiểm tra mối quan hệ giữa các biến trước khi xây dựng. Kết quả điều chỉnh chuỗi dữ liệu để thỏa mãn tính dừng và lý giải việc sử dụng mô hình tuyến tính để thể hiện mối quan hệ giữa các biến được trình bày cụ thể trong phụ lục 2.  Kết quả hồi quy Kết quả thu được từ hồi quy bằng phần mềm Eview: Dependent Variable: MFPI Method: Least Squares Date: 04/11/11 Time: 10:18 Sample (adjusted): 2002Q3 2010Q4 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -39.48694 18.51703 -2.132466 0.0413 MTGHD 475.9249 172.2502 2.762986 0.0097 MLS -23.89942 7.006501 -3.411035 0.0019 MCPI 132.3576 70.58567 1.875135 0.0705 55 R-squared 0.458529 Mean dependent var 24.79843 Adjusted R-squared 0.404381 S.D. dependent var 9.718259 S.E. of regression 7.500196 Akaike info criterion 6.977866 Sum squared resid 1687.588 Schwarz criterion 7.157438 Log likelihood -114.6237 F-statistic 8.468193 Durbin-Watson stat 1.638519 Prob(F-statistic) 0.000317 Từ kết quả hồi quy, ta có mô hình MFPI = -39.48694+ 475.9249*MTGHD- 23.89942*MLS+ 132.3576*MCPI Tuy nhiên, phương trình hồi quy bội vừa nêu có hiện tượng đa cộng tuyến (xem phụ lục 2). Chúng tôi tiến hành loại bỏ biến lãi suất ra khỏi mô hình và chạy lại mô hình hồi quy bội 2 biến MTGHD và MCPI và một mô hình đơn biến cho mối quan hệ giữa MLS và MFPI.  Kết quả hồi quy lại như sau Mô hình hồi quy bội của FPi theo tỷ giá và lạm phát Dependent Variable: MFPI Method: Least Squares Date: 04/11/11 Time: 10:46 Sample (adjusted): 2002Q3 2010Q4 Included observations: 34 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 23.42953 1.891260 12.38831 0.0000 56 MTGHD 167.7795 169.9658 0.987137 0.3312 MCPI 230.0218 74.77033 3.076378 0.0044 R-squared 0.248525 Mean dependent var 24.79843 Adjusted R-squared 0.200043 S.D. dependent var 9.718259 S.E. of regression 8.692044 Akaike info criterion 7.246790 Sum squared resid 2342.100 Schwarz criterion 7.381469 Log likelihood -120.1954 F-statistic 5.126100 Durbin-Watson stat 2.041702 Prob(F-statistic) 0.011931 Mô hình hồi quy mới như sau: MFPI = 23.42953+ 167.7795*MTGHD + 230.0218*MCPI Rõ ràng ta thấy hệ số β1 =167.7795> 0, thể hiện khi MTGHD tăng thì MFPI có xu hướng tăng mạnh . Tuy nhiên, với giá trị xác suất p=0.3312>0.1 (xét ở mức ý nghĩa 10%), β1 là một hệ số ước lượng không có ý nghĩa thống kê. Hệ số β2 = 230.0218> 0, cho thấy khi MCPI tăng thì MFPI cũng tăng theo. Với giá trị xác suất p=0.0044<0.01 (xét ở mức ý nghĩa 1%), β2 là một hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê. Mô hình hồi quy đơn biến của FPI theo lãi suất Dependent Variable: MFPI Method: Least Squares Date: 04/11/11 Time: 10:50 Sample (adjusted): 2002Q2 2010Q4 Included observations: 35 after adjustments 57 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -21.27603 16.20701 -1.312767 0.1983 MLS -17.99671 6.312952 -2.850759 0.0075 R-squared 0.197604 Mean dependent var 24.73515 Adjusted R-squared 0.173289 S.D. dependent var 9.581594 S.E. of regression 8.711934 Akaike info criterion 7.222710 Sum squared resid 2504.627 Schwarz criterion 7.311587 Log likelihood -124.3974 F-statistic 8.126829 Durbin-Watson stat 2.031821 Prob(F-statistic) 0.007464 Mô hình hồi quy: MFPI = -21.27603- 17.99671*MLS Rõ ràng ta thấy hệ số β1 =-17.99671< 0, thể hiện khi MLS tăng thì MFPI có xu hướng giảm mạnh . Với giá trị xác suất p=0.0075<0.01 (xét ở mức ý nghĩa 1%), β2 là một hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê. Có thể chia giai đoạn này làm hai thời kỳ.  Thời kỳ khởi sự, tăng trưởng và bùng nổ của thị trường chứng khoán (2002- 6/2007). Trong thời gian này TTCK Việt Nam đã đi từ những bước chập chững đến ổn định và có sự thăng hoa trong thời gian 1 năm từ 2006-2007. Có thể nói chính trị ổn định, các định chế tài chính trung gian ngày càng phát triển, mức độ tự do hóa tài chính được nâng lên, chất lượng thông tin được cải thiện chính là những nhân tố nền tảng tạo môi trường tốt thu hút vốn đầu tư trong thời kỳ này. 58 Số liệu thống kê theo quý cho thấy tỷ giá hối đoái danh nghĩa liên tục tăng trong giai đoạn này (bảng số liệu 2 phần phụ lục). Mặc dù hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê (dù không có đa cộng tuyến, điều này vẫn có thể là do số liệu tỷ giá danh nghĩa chưa loại trừ lạm phát theo thời gian gây ra), tỷ giá hối đoái danh nghĩa có tương quan cùng chiều với lượng vốn FPI. Trên lý thuyết, tỷ giá hối đoái tăng đã tạo thuận lợi cho xuất khẩu, giảm thâm hụt thương mại, làm mất giá VND ảnh hưởng xấu đến lượng vốn đầu tư nước ngoài. Tuy nhiên, thực tế từ năm 2002- 2006, tỷ giá thực có cùng xu hướng với tỷ giá danh nghĩa. Tỷ giá thực tăng nhẹ cho thấy VND giảm giá trị. Mặc dù vậy trong giai đoạn đầu, các yếu tố như tiềm năng phát triển thị trường, tỷ suất sinh lợi chứng khoán, môi trường đầu tư an toàn của Việt Nam đã hấp dẫn các nhà đầu tư chấp nhận sự mất giá của VND.Vì thế, tỷ giá thực trong giai đoạn này có tăng nhưng không ảnh hưởng làm giảm đi sự gia tăng của lượng vốn FPI vào chứng khoán Việt Nam. Qua đó, chúng tôi kết luận tỷ giá hối đoái thời kỳ này tuy có tương quan cùng chiều nhưng không đóng góp vào tăng trưởng FPI. Để xác nhận lại các kết luận từ mô hình, một lần nữa chúng tôi tiến hành biểu diễn bằng đồ thị theo năm từ 2002-2010, ta cũng nhận được kết quả như mô hình, tỷ giá có tương quan khá cao với FPI, các điểm phân bố xung quanh đường xu hướng và đường xu hướng dốc lên do mối quan hệ cùng chiều. 59 -30 -20 -10 0 10 20 30 40 -.010 .000 .005 .010 .015 .020 .025 .030 MTGHD M FP I MFPI vs. MTGHD Trong khi mọi người thường đề cập tới lạm phát ở gốc độ tiêu cực, thì trong nghiên cứu của mình, chúng tôi chứng minh được rằng lạm phát tăng thực sự đem lại lợi ích cho TTCK. Ở một mức độ nào đó, khi lạm phát tăng lên sẽ kích thích được các doanh nghiệp gia tăng sản xuất hàng hóa do giảm được chi phí lao động. Doanh nghiệp giảm được chi phí làm lợi nhuận tăng, báo cáo tài chính tốt, thu hút vốn ngoại đầu tư vào cổ phiếu của họ đó là điều tất yếu. Và lạm phát tăng trong thời kỳ này thực sự có ý nghĩa lớn vì nó giúp nền kinh tế Việt Nam thoát khỏi giai đoạn không thể tăng trưởng và tình trạng thiểu phát trong những năm đầu thế kỉ mới. Kinh tế vĩ mô phát triển- một dấu hiệu ủng hộ nhà ĐTNN. Lãi suất- một trong 3 nhân tố thị trường được quan tâm và chứng cứ thực nghiệm cho thấy nó có mối tương quan ngược chiều với lượng vốn ngoại vào TTCK. Đây là nhân tố duy nhất kiểm định mang lại kết quả giống với mối quan hệ lý thuyết ở chương 1. Trong thời kỳ này, lãi suất (tiền gửi kỳ hạn 3 tháng) của nước ta luôn có những biến đổi nhưng vẫn giữ ở mức thấp. Lãi suất được giữ ở mức thấp hay điều 60 chỉnh giảm làm cho tình hình tín dụng nói chung được cải thiện, các doanh nghiệp có thể tiếp cận được nguồn vốn vay chi phí thấp. Một lần nữa tình hình kinh doanh thuận lợi của các doanh nghiệp khiến chứng khoán trên sàn tăng điểm. Ngoài ra, sự phát triển tín dụng ngân hàng vào hoạt động cho vay đầu tư tài chính cũng có đóng góp không nhỏ vào sự sôi động của thị trường. Nhà ĐTNN đã không bỏ qua cơ hội sinh lợi này. Bên cạnh đó, lãi suất vẫn có những tác động gián tiếp lên dòng vốn ngoại thông qua tỷ giá hối đoái và lạm phát (mô hình hồi quy phụ về đa cộng tuyến). Bên dưới là đồ thị tác động của lãi suất đến FPI theo năm từ 2002-2010, ta cũng nhận được kết quả như mô hình, đường xu hướng dốc xuống do mối quan hệ ngược chiều. -30 -20 -10 0 10 20 30 40 -3.0 -2.8 -2.6 -2.4 -2.2 -2.0 -1.8 -1.6 MLS M FP I MFPI vs. MLS Trong thời kỳ này, lượng vốn ngoại vào TTCK tăng lên nhanh chóng chỉ gián tiếp chịu tác động của 3 nhân tố trên và mô hình hồi quy bội (MFPI theo MTGHD và MCPI) chỉ đóng góp 24,85% và mô hình đơn biến (MFPI theo MLS) đóng góp 19.76% cho tăng trưởng FPI. Phần còn lại là do ảnh hưởng của các nhân tố khác, trong đó có cả tác động tự tăng của dòng vốn này. Bởi vì vào những tháng cuối năm 2006 61 đầu năm 2007, thị trường liên tục tăng điểm cũng từ việc khối ngoại thực hiện mua ròng khối lượng lớn.  Thời kỳ suy thoái và liên tục điều chỉnh của thị trường (7/2007- 2010). Tăng tỷ giá hối đoái danh nghĩa, liên tục phá giá VND nhằm giảm thâm hụt cán cân thương mại và giảm lãi suất để tạo thuận lợi cho đầu tư của các doanh nghiệp đã gặp phải những tác động ngược chiều. Chẳng những không giảm nhập siêu mà chính những lần điều chỉnh tỷ giá đó lại làm cho chi phí sản xuất của doanh nghiệp tăng lên, lạm phát của Việt Nam cao hơn nhiều so với Mỹ làm cho khuynh hướng biến động của tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá thực ngược chiều nhau. Lượng vốn nước ngoài đỗ vào nhiều trong khoảng thời gian dài đã tạo hiện tượng tăng trưởng nóng, ngoại tệ dư thừa, áp lực lạm phát cao cho nền kinh tế trong những tháng cuối năm 2007. Chính phủ ngay lập tức dùng những biện pháp nhằm khống chế, làm giảm lạm phát như nâng lãi suất, tăng dự trữ bắt buộc,..làm cho thị trường có những đợt điều chỉnh giảm. Tuy vậy, chúng ta vẫn chưa có được giải phát hợp lý để ổn định lại kinh tế vĩ mô. Khủng hoảng tài chính 2008 đã đến, cộng hưởng cùng với lạm phát cao gây cho TTCK Việt Nam một cú shock thật sự. Chỉ số chứng khoán VN-Index từ 1170 điểm (3/2007) giảm xuống chỉ còn 286 điểm (9/2008). Mối quan hệ của các nhân tố thị trường : tỷ giá, lãi suất, lạm phát với lượng vốn FPI thông qua TTCK trong thời kỳ này hết sức phức tạp và khó lường. Tỷ giá hối đoái tuy tăng nhưng chỉ là danh nghĩa còn thực tế VND không bị sụp giảm giá trị so với USD. Mặc dù VND tăng giá trị, thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn không hấp dẫn được nhà đầu tư. Lạm phát cao cũng không phải là nguyên nhân chính gây ra sự sụp giảm đầu tư, tỷ suất sinh lợi của các chứng khoán sụp giảm vì hoạt động kém của các doanh nghiệp chỉ là một nguyên nhân phụ. Nguyên nhân chính của sự giảm sút này là do hậu quả của khủng hoảng tài chính tác động vào các nước đầu tư, thanh khoản vốn 62 khó khăn, tâm lý lo ngại bất ổn kinh tế, và dự báo không khả quan về thị trường đã làm giảm lượng vốn FPI vào Việt Nam. Từ năm 2008 đến tháng 6/2010, chúng ta đã được chứng kiến lần đầu tiên sự thoái vốn của khối ngoại kể từ khi TTCK Việt Nam thành lập. Năm 2008 khối ngoại rút vốn khoảng 1,9 tỷ USD, năm 2009 rút ra khoảng 230 triệu USD, chỉ mới tăng nhẹ vào năm 2010- 900 triệu USD vì nền kinh tế các nước đã từng bước thoát khỏi khủng hoảng và Việt Nam nằm trong chiến lược đầu tư vào thị trường mới nổi của các quỹ đầu tư quốc tế. Lượng FPI giảm trong khi tỷ giá USD/VND vẫn được duy trì rất cao, lạm phát cũng chưa được kiềm chế kể từ sau khủng hoảng- ngược lại với kết luận chung của mô hình. Chỉ có lãi suất là còn giữ được tác động ngược chiều với dòng vốn ngoại. Nhìn chung, đây là thời kỳ nền kinh tế gặp phải những khó khăn mang tính hệ thống, một vài mối quan hệ sẽ không được duy trì là điều hoàn toàn có thể hiểu được. Tuy nhiên, vốn FPI có thể vào nhanh với quy mô lớn, nhưng ra nhanh với quy mô lớn là không dễ dàng, vì muốn rút vốn thì phải tìm cách chuyển nhượng, muốn chuyển nhượng dễ thì phải bán rẻ chứng khoán đã đầu tư. Vì thế, TTCK Việt Nam không chịu tác mạnh bởi sự đảo chiều dòng vốn ngoại như một số nước Châu Á trong khủng hoảng 1997. Bên dưới là đồ thị tác động của CPI đến FPI theo năm từ 2002-2010, ta cũng nhận được kết quả như mô hình, đường xu hướng dốc lên do mối quan hệ cùng chiều. Nhưng vì giai đoạn nghiên cứu khá đặc biệt- ngắn và lại có một cuộc khủng hoảng lớn, nên những kết luận từ mô hình trong từng thời điểm cụ thể là không thực sự đúng. 63 -30 -20 -10 0 10 20 30 40 -.06 -.04 -.02 .00 .02 .04 .06 MCPI M FP I MFPI vs. MCPI Những tháng cuối năm 2010 đầu năm 2011, khi nền kinh tế thế giới từng bước ổn định sau khủng hoảng, kinh tế Việt Nam lấy lại đà tăng trưởng dù lạm phát vẫn ở mức cao, xem xét lại khả năng thu hút vốn ngoại của TTCK là vấn đề rất được quan tâm. Theo nhiều phân tích của các chuyên gia trong lĩnh vực tài chính thì tiềm năng thu hút dòng vốn FPI của Việt Nam vẫn còn nhiều. Cùng với những lợi thế về chính trị, kinh tế vĩ mô, chính sách tự do đầu tư, các chuyên gia cho rằng chúng ta nên tiếp tục thực hiện các giải pháp nâng cao chất lượng thông tin, cải thiện dịch vụ tài chính, ổn định nhân tố thị trường. Nhưng nói là thế còn thực hiện các biện pháp là cả một quá trình tính toán cân nhắc và thận trọng tiến hành mới mong thu được kết quả khả quan. Kết luận chương 2 Trong chương 2, chúng chúng tôi đã trình bày về các phân tích định lượng tầm quan trọng của FPI với tăng trưởng kinh tế và kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất, lạm phát với lượng vốn ngoại vào TTCK. Bằng cách kiểm định và phân tích các đồ thị, mô hình qua các thời kỳ, chúng chúng tôi nhận thấy rằng tỷ giá hối đoái danh 64 nghĩa không tác động ý nghĩa đến FPI, lạm phát và FPI chỉ có tương quan dương trong giai đoạn tiền khủng hoảng (khi mức lạm phát còn chấp nhận được), lãi suất có tương quan ngược chiều với vốn ngoại vào chứng khoán trong cả giai đoạn nghiên cứu. Nhìn chung, trong giai đoạn nghiên cứu này 3 nhân tố được chọn không thực sự có ảnh hưởng lớn đối với FPI vào TTCK Việt Nam. Tuy vậy, ở mức độ nào đó, các chính sách điều hành tỷ giá (đưa tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá thực về cùng xu hướng) và chính sách tiền tệ vẫn rất quan trọng đối với thu hút FPI. Vấn đề đặt ra hiện nay cho Việt Nam là chúng ta cần xây dựng một chính sách tỷ giá, lãi suất và kiềm chế lạm phát như thế nào? Một chính sách vừa phải ổn định được nền kinh tế còn nhiều bất ổn vừa có thể duy trì, thu hút FPI trở lại, đặc biệt trong thời kỳ gia tăng đầu tư hậu khủng hoảng và nhà đầu tư liên tục rút vốn trên các thị trường mới nổi (Thái Lan, Indonesia, Philipine). 65 CHƯƠNG 3 Một vài kiến nghị hoàn thiện chính sách tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát để tăng cường thu hút vốn đầu tư nước ngoài vào thị trường chứng khoán Việt Nam. 3.1. Bài học thu hút và quản lý vốn đầu tư gián tiếp của các nước. 3.1.1. Bài học từ Ấn Độ. Ấn Độ và Việt Nam cùng được xếp hạng là nhóm các quốc gia mới nổi. Tuy lịch sử phát triển TTCK của Ấn Độ chưa dài, mức độ mở cửa nền kinh tế còn giới hạn và đang trong lộ trình hội nhập toàn cầu nhưng Ấn Độ đã đạt được những thành công nhất định trong thu hút, quản lý vốn đầu tư gián tiếp của nước ngoài. Những chính sách quản lý FPI thành công của Ấn Độ. Nhận định về tác động của những thay đổi trong chính sách quản lý FPI, chúng ta có thể rút ra một số bài học sau:  Ấn Độ đã tiến hành những bước đi thận trọng tiến tới dỡ bỏ hệ thống quản lý theo hạn ngạch (QRs), nới lỏng điều kiện hoạt động với FPI và đa dạng hóa công cụ đầu tư. Cho tới những năm 80, chiến lược phát triển của Ấn Độ là tự cung – tự cấp và trợ cấp xuất khẩu. Thâm hụt tài khoản vãng lai được bù đắp bởi nợ và ODA. Chính phủ đã đặt ra những rào cản cho ĐTNN và thương mại quốc tế. Sau cuộc cải cách vào đầu những năm 90 đã có sự thay đổi về kết cấu thành phần trong tài khoản vốn. Từ ngày 14/9/1992 với những biện pháp hạn chế phù hợp, FPI của các tổ chức nước ngoài được phép đầu tư vào các công cụ tài chính