Đề tài Mô hình kinh tế lượng dùng để tiếp cận và phân tích tác động của chính sách tiền tệ đến giá cả ở Việt Nam trong thời kỳ đổi mới

Hoa Kỳ Quý 1/1952 – Quý 4/ 1988 P: Chỉ số giảm phát GNP M: M2 Q: GNP thực tế (Thêm biến chi phí cơ hội – Lãi suất thương phiếu có kỳ hạn 4 – 6 tháng trên thị trường) Biến động của P trong dài hạn là do tỷ lệ tăng M vượt quá Q. Barro (1990) 79 nước Sau 1950 M: C P: CPI Q: GDP thực M và Q giải thích được 96% biến động của P. Duck (1993) 33 nước 1962 – 1984 M: C và tiền gửi ngoại tệ (quasi money) P: Chỉ số giảm phát GDP/GNP Q: GDP/GNP M và Q giải thích được 99% biến động của P. Miyao (1996) Hoa Kỳ Quý 1/1959 – Quý 4/1993 M: M2 P: Chỉ số giảm phát GNP Q: GNP thực tế (Thêm biến giải thích – lãi suất) Có mối quan hệ cộng tích (cointegration) trong mối quan hệ giữa các biến trong mẫu được lựa chọn trước năm 1990, nhưng không có mối quan hệ cộng tích trong toàn bộ mẫu được lựa chọn. 50 BẢNG 2.1 Tóm tắt những nghiên cứu thực nghiệm về mô hình đƣợc chỉ định (tiếp theo) Tác giả Nền kinh tế nghiên cứu Giai đoạn nghiên cứu Các biến sử dụng trong mô hình M×V = P×Y Kết luận Whitesell (1997) Hoa Kỳ 1962 – 1991 M: M2 P: Chỉ số giảm phát GNP Q: GNP thực tế Tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong giai đoạn 1962 – 1979 và 1980 – 1991. P.R.Brahmananda, G.Nagaraju (2004) Ấn Độ 1960 – 1999 M: M1, M3 Q: Sản lượng thực tế P: Chỉ số giá bán buôn (Thêm biến giải thích – lãi suất danh nghĩa) M1 tác động mạnh tới P hơn M3. Jamie Emerson (2006) Hoa Kỳ Quý 1/1959 – Quý 4/2004 M: M2 P: Chỉ số giảm phát GNP Q: GNP thực tế (Thêm biến giải thích - lãi suất) Không có mối quan hệ cộng tích trong dài hạn giữa M, P, Q và lãi suất. Ferdinand Nwafor, Hudson Nwakanma, Paul Nkansah, và Forrest Thompson (2007) Nigeria Quý 3/1986 – Quý 4/2005 M: M2 P: Tỷ lệ lạm phát kỳ vọng Q: Thu nhập thực tế (Thêm biến giải thích - lãi suất thực tế) M2 có mối quan hệ chặt chẽ với các biến khác. Nguồn: Tác giả đã dẫn 51 Các nghiên cứu thực nghiệm về mô hình được chỉ định cho các phân tích định lượng trong công trình này từ năm 1974 trở lại đây đều có những kết quả khác nhau (Bảng 2.1). Sự khác nhau này một phần là do giả định của mô hình cũng như việc lựa chọn các biến đại diện. Phần lớn kết luận cho thấy mô hình được chỉ định cho việc phân tích định lượng giải thích được chiều hướng biến động của giá cả. Bên cạnh đó, kết quả của những nghiên cứu trên cũng cho thấy nguyên nhân của biến động giá cả trong dài hạn là bắt nguồn từ tiền tệ. 2.2 Phân tích tác động của chính sách tiền tệ tới giá cả ở Việt Nam trong thời kỳ Đổi Mới 2.2.1Mô tả số liệu và kiểm định tính dừng của các chuỗi số liệu 2.2.1.1 Mô tả các biến cơ sở Để thực hiện phân tích định lượng, tác giả sử dụng số liệu theo năm của Việt Nam trong giai đoạn 1986 – 2010. Trong đó các số liệu của năm 2010 được là các số liệu ước lượng. Như vậy, có 25 quan sát cơ bản. Số liệu về MS được đại diện bởi M2, có đơn vị đo là tỷ VND, và được lấy theo số liệu của ngân hàng phát triển châu Á (ADB) (Phụ lục A1). Chỉ số CPI đại diện cho mức giá chung của nền kinh tế, năm 2000 là năm cơ sở, được lấy từ số liệu của quỹ tiền tệ quốc tế (IMF) (Phụ lục A2). Bảng 2.2 mô tả tính chất các biến mà tác giả sẽ sử dụng để thực hiện các mô hình hồi quy với 25 quan sát. Giá trị trung bình cho biết mức độ san bằng giá trị của các biến qua thời gian. Còn độ lệch chuẩn cho biết mức độ dao động của biến số đó xung quanh giá trị trung bình. 52 BẢNG 2.2 Tóm tắt thống kê các biến sử dụng cho mô hình hồi quy Biến Số quan sát Giá trị trung bình Giá trị lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Độ lệch chuẩn M2 25 470425 2720312 112 729190 lnM2 25 11,33815 14,81626 4,718499 2,560076 CPI 25 90,8722 214,853 0,411 57,00791 lnCPI 25 4,028104 5,369954 -0,889162 1,464317 Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu nghiên cứu. 2.2.1.2 Kiểm định tính dừng của các chuỗi số liệu Vì số liệu cho các biến hồi quy là các chuỗi số theo thời gian, nên ta kiểm tra tính dừng của chúng để tránh gặp phải các hồi quy giả mạo. BẢNG 2.3 Kiểm định tính dừng của các chuỗi số M2, lnM2, CPI và lnCPI Biến Mức độ Độ trễ Giá trị kiểm định Giá trị tới hạn Tính dừng 1% 5% 10% M2 M2 1 18,10202 -3,738 -2,992 -2,636 Dừng 1% D(1) 1 3,047687 -3,769 -3,0048 -2,642 Dừng 5% lnM2 lnM2 1 -1,146789 -3,753 -2,998 -2,639 Không dừng D(1) 1 -2,906613 -3,753 -2,998 -2,639 Dừng 10% CPI CPI 1 1,587912 -3,738 -2,992 -2,636 Không dừng 53 D(1) 1 -2,829438 -3,753 -2,998 -2,639 Dừng 10% lnCPI lnCPI 1 -13,95233 -3,738 -2,992 -2,636 Dừng 1% D(1) 1 -3.773699 -3,753 -2,998 -2,638 Dừng 1% Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu nghiên cứu. Kiểm định Dickey-Fuller được sử dụng để kiểm định nghiệm đơn vị, với giả thiết H0 là chuỗi không dừng. D(1) là sai phân bậc 1 của các biến. Bảng 2.3 cho thấy mặc dù CPI và lnM2 là các chuỗi không dừng, tuy nhiên sai phân bậc 1 của các chuỗi lnM2 và lnCPI đều là các chuỗi dừng ở các mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 1% (Xem kết quả hồi quy ở Phụ lục B1 – B8). Như vậy, các số liệu được sử dụng cho hồi quy hoàn toàn phù hợp cho mô hình đang xem xét. 2.2.2 Phân tích định lượng tác động của CSTT tới giá cả trong giai đoạn 1986 – 1995 2.2.2.1 Tình hình kinh tế Việt Nam giai đoạn 1986 – 1995 Trong giai đoạn 1986 – 1995, mức giá chung của nền kinh tế tăng cao xuất phát từ nguyên nhân tăng trưởng MS. Từ năm 1986 – 1989, CPI tăng trên 2 chữ số (Năm 1986: 453,54%; Năm 1987: 360,36%; Năm 1988: 374,35%; Năm 1989: 95,77%) (Phụ lục A2) là do việc tài trợ cho thâm hụt ngân sách Nhà nước bằng cách in tiền. Trước năm 1986, nền kinh tế được quản lý và vận hành theo cơ chế kế hoạch hóa tập trung. Theo đó, giá cả được quản lý toàn diện và không có sự vận hành của cơ chế thị trường và tác động của các biến động từ bên ngoài. Vì vậy, nền kinh tế Việt Nam gần như một nền “kinh tế đóng”. Chính sách tài khóa của Chính phủ vì thế mà có hiệu quả rất mạnh với giá cả của nền kinh tế Việt Nam trong thời kỳ đầu của những năm Đổi Mới. Tuy nhiên, Chính phủ lại chưa 54 có những kinh nghiệm để xây dựng những chính sách vĩ mô điều tiết nền kinh tế thị trường. Chính vì vậy, trong giai đoạn 1986 – 1989, hơn 50% tổng vốn đầu tư toàn xã hội đến từ Ngân sách Nhà nước, nhưng hiệu quả rất thấp (chỉ số ICOR từ 2 đến 5)51. Cũng vì thế, thâm hụt ngân sách bắt đầu trở nên nghiêm trọng từ những năm 1986 (Hình 2.2). Năm 1986, thâm hụt ngân sách là 37 tỷ đồng, tăng lên gấp gần 4 lần đạt 135 tỷ đồng vào năm 1987, và liên tục thâm hụt hàng nghìn tỷ đồng vào các năm kế tiếp52.Vì những thay đổi trong dự toán thu chi ngân sách Nhà nước hay thay đổi từng sắc thuế trong các luật thuế đều phải thông qua những quy trình và thủ tục hành chính tương đối phức tạp và cứng nhắc, nên việc phát 51 Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội (2008), Lạm phát ở Việt Nam hiện nay – Nguyên nhân và giải pháp, NXB Đại học quốc gia Hà Nội, Hà Nội, tr. 79. 52 ADB (2000), Key Indicators for Asia and the Pacific, 6 ADB Avenue, Mandaluyong City, 1550 Metro Manila, Philippines, tr. 380. 55 hành tiền để bù đắp bội chi ngân sách Nhà nước là một cách thức hiệu quả và linh hoạt nhất trong giai đoạn này. Hình 2.3 cho thấy tốc độ tăng MS do in tiền để tài trợ cho thâm hụt ngân sách trong giai đoạn 1986 – 1995 cao hơn trong các thời kỳ còn lại. Tốc độ tăng MS luôn đạt ở mức ba chữ số trong giai đoạn 1986 – 1989, và tăng trung bình gần 318% trong thời kỳ này. Mức giá chung trong nền kinh tế tăng lên nhanh chóng khiến Chính phủ phải cắt giảm MS, tự do hóa kinh tế và điều chỉnh tỷ giá hối đoái trở nên thực tế hơn. Các động thái từ Chính phủ đã làm tốc độ tăng CPI giảm xuống nhanh chóng từ 453,54% vào năm 1986 xuống còn 36,03% vào năm 1990 (Phụ lục A2). 56 Trong giai đoạn 1990 – 1995, mức giá chung của nền kinh tế tăng cao nhưng thấp hơn so với giai đoạn trước đó. Nguyên nhân chủ yếu cũng do MS tăng cao trong giai đoạn này (trung bình gần 40%/năm). Hình 2.2 cho thấy giai đoạn 1990 – 1995 thâm hụt ngân sách tăng cao hơn giai đoạn 1986 – 1989, nhưng mức độ tăng MS trong thời kỳ này lại thấp hơn rất nhiều (Hình 2.3). Chính việc thực hiện CSTT thắt chặt kết hợp với cải cách ngân sách, chấm dứt tình trạng tài trợ cho thâm hụt ngân sách bằng cách mở rộng cơ sở tiền tệ đã làm cho mức tăng CPI giảm xuống đáng kể (trung bình 31%/năm53). 2.2.2.2 Kết quả phân tích định lượng Thực hiện hồi quy tác động của CSTT (đại diện là lượng tiền cung ứng M2) tới giá cả (đại diện là CPI) theo mô hình (2.3) bằng phần mềm Eview 6.0 với mức ý nghĩa 5%, thu được phương trình hồi quy: ΔlnCPI = - 0.0798 + 0.979*ΔlnM2 (T) (-0.971) (10.381) R 2 = 0,939 F-Statistic = 107,78 Durbin – Watson stat = 1,551 Phương trình hồi quy trên cho thấy hệ số hồi quy của biến M2 dương với mức ý nghĩa 5% và có ý nghĩa thống kê. Hệ số R2 khá cao cho thấy mô hình hoàn toàn phù hợp (Xem kết quả hồi quy ở Phụ lục B9). Điều này cho thấy CSTT tác động mạnh đến sự thay đổi của mức giá chung trong nền kinh tế Việt Nam giai đoạn 1986 – 1995. Cụ thể, khi M2 tăng 10% thì CPI sẽ tăng 9,7%. Kết quả hồi quy hoàn toàn phù hợp về mặt lý thuyết kinh tế cũng như thực tiễn khách quan diễn ra trong giai đoạn 1986 – 1995. 53 Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội (2008), Lạm phát ở Việt Nam hiện nay – Nguyên nhân và giải pháp, NXB Đại học quốc gia Hà Nội, Hà Nội, tr. 67. 57 2.2.3 Phân tích định lượng tác động của CSTT tới giá cả trong giai đoạn 1996 – 2004 2.2.3.1 Tình hình kinh tế Việt Nam giai đoạn 1996 – 2004 Bài học từ thời kỳ lạm phát phi mã trong giai đoạn 1986 – 1989 đã khiến Chính phủ đặt mục tiêu bình ổn giá cả nhằm đạt được các mục tiêu kinh tế vĩ mô trong suốt giai đoạn 1996 – 2004. Chính những ưu tiên của Chính phủ trong việc đặt trọng tâm vào việc ổn định giá cả trong nước đã khiến nền kinh tế tăng trưởng nhanh hơn. Nền kinh tế bắt đầu tăng trưởng nhanh từ 1995 và kéo dài đến năm 1997 – khi cuộc khủng hoảng tài chính của các nước Đông Á diễn ra. Khủng hoảng năm 1997 đã làm hầu hết các nước như Thái Lan, Hàn Quốc, Indonesia ngay lập tức rơi vào suy thoái. Tuy nhiên, Việt Nam khi đó chưa phải là quốc gia có tự do hóa hoàn toàn trong cán cân tài khoản vốn nên phần lớn các kênh “lây lan” khủng hoảng trực tiếp không thể thâm nhập. Do Việt Nam chỉ có các kênh gián tiếp như đầu tư trực tiếp và thương mại bị ảnh hưởng, nên khủng hoảng ảnh hưởng đến Việt Nam trễ hơn các nước kể trên. Bị ảnh hưởng không đáng kể của “cú sốc” này, tốc độ tăng trưởng kinh tế giảm dần và gần như có chiều hướng suy thoái vào năm 1999, hai năm sau khủng hoảng tài chính Đông Á (Hình 2.4). HÌNH 2.4 Tốc độ tăng trƣởng kinh tế của Việt Nam giai đoạn giai đoạn 1980 – 2010 và dự báo đến năm 2015 58 Để ngăn chặn chiều hướng suy thoái của nền kinh tế, Chính phủ đã nỗ lực thực hiện các chương trình kích cầu và tiến hành cải cách toàn diện hệ thống ngân hàng trong nước. Đặc biệt với sự ra đời của Luật Ngân hàng Nhà nước vào năm 1997, NHNN Việt Nam đã có sự độc lập hơn rất nhiều trong việc điều tiết kinh tế vĩ mô, bình ổn giá cả so với giai đoạn trước đó. Do vậy, tốc độ tăng MS giảm hơn rất nhiều so với thời kỳ trước đó (Hình 2.5). 59 2.2.3.2 Kết quả phân tích định lượng Trong giai đoạn này, các chính sách điều tiết vĩ mô của Chính phủ đóng vai trò rất quan trọng trong việc ổn định giá cả để đạt được các mục tiêu kinh tế vĩ mô khác. Vì vậy, hàm hồi quy (2.3) sử dụng thêm biến giả CHINHSACH - Di1 để đánh giá một cách tổng quát nhất tác động của CSTT tới giá cả của nền kinh tế Việt Nam trong giai đoạn 1996 – 2004 trong giai đoạn này1996 – 2004. Vì độ trễ của các chính sách của Chính phủ tác động đến các biến số vĩ mô với độ trễ 2 năm là một ước lượng phổ biến (common estimate)54, do đó có thể xem tác động của các chương trình kích thích kinh tế của Việt Nam trong những năm 1998 và các cải cách với hệ thống ngân hàng với việc cho NHNN Việt Nam độc lập tương đối trong khoản thời gian này, có tác động thực sự đến các biến số vĩ mô vào khoảng những năm 2000 và 2001. Vì vậy, Di1 sẽ nhận giá trị bằng 1 trong năm 2000, 2001 và nhận giá trị bằng 0 trong những năm còn lại của giai đoạn 1996 – 2004. Thực hiện hồi quy tác động của CSTT (đại diện là lượng tiền cung 54 Bernanke, Ben S. và cộng sự (1999), Inflation Targeting: Lessons from the International Experience, Princeton University Press, Princeton, tr. 315-320. 60 ứng M2), chính sách (đại diện là biến giả Di1) tới giá cả (đại diện là CPI), với mức ý nghĩa 5%, sau khi khắc phục các khuyết tật tự tương quan và phương sai sai số thay đổi, phương trình hồi quy thu được như sau (Xem kết quả hồi quy Phụ lục B10): ΔlnCPI = 0,058 – 0,003*ΔlnM2 – 0,057*CHINHSACH (T) (2,34) (-0,32) (-2,99) R 2 = 0,7 F-statistic = 7,13 Durbin – Watson = 2,6 Mô hình thu được không có các khuyệt tật, đồng thời hệ số R2 khá cao. Các kiểm định thống kê F cho thấy, mô hình hoàn toàn phù hợp. Hệ số hồi quy của biến M2 có giá trị âm và không có ý nghĩa thống kê. Như vậy, trong thời kỳ 1996 – 2004, CSTT trong nước không có tác động đến mức giá chung của toàn nền kinh tế. Ngược lại, hệ số hồi quy của biến giả CHINHSACH nhận giá trị âm và có ý nghĩa thống kê. Điều đó chỉ ra rằng, trong những năm từ 1996 – 2004, các chính sách của Chính phủ, cụ thể là các chương trình kích thích kinh tế trong bối cảnh chịu tác động khủng hoảng tài chính – tiền tệ Đông Á và luật NHNN vào năm 1997 với việc trao tính độc lập hơn cho NHNN Việt nam so với thời kỳ trước đó, có tác động tới mức giá chung của toàn nền kinh tế và làm giảm mức giá này. 2.2.4 Phân tích định lượng tác động của CSTT tới giá cả trong giai đoạn 2005 – 2010 2.2.4.1 Tình hình kinh tế Việt Nam giai đoạn 2005 – 2010 Thời kỳ 2005 – 2010 đánh dấu một cột mốc lịch sử trong thời kỳ Đổi Mới ở Việt Nam khi Việt Nam trở thành thành viên có tư cách đầy đủ của tổ chức 61 thương mại thế giới (WTO) vào năm 2007. Như vậy, sau hơn 20 năm mở cửa nền kinh tế, Việt Nam đã thực sự hội nhập sâu hơn vào thị trường thế giới. Bên cạnh các cơ hội về bình đẳng trong thương mại và đầu tư quốc tế mà việc gia nhập WTO mang lại, việc hội nhập vào nền kinh tế thế giới cũng có nghĩa là Việt Nam dễ bị ảnh hưởng bởi những tác động tiêu cực của tình hình kinh tế thế giới. Trong giai đoạn này lượng ngoại tệ vào nước ta nhanh hơn giai đoạn trước đó. Thứ nhất, ngoại tệ tăng bắt nguồn từ đầu tư trực tiếp nước ngoài vào Việt Nam trong giai đoạn này tăng vọt trong giai đoạn 2005 – 2010 (Hình 2.7). Thứ hai, trong thời kỳ này, lượng kiều hối chuyển về nước tiếp tục giữ ở tốc độ cao đạt trung bình 7 tỉ USD/năm, và chưa kể nguồn vốn viện trợ phát triển chính thức (ODA) tiếp tục duy trì ở mức cao. Lượng ngoại tệ bất ngờ đổ vào thị trường ngoại hối ngày càng tăng, tuy nhiên, NHNN có mục tiêu ổn định tỷ giá nên phải “mua” vào số ngoại tệ đó. Kết quả là, mặc dù nước ta chưa tự do hóa tài khoản vốn nhưng lượng ngoại tệ mua để dự trữ trong thời kỳ 2005 – 2010 tăng quá nhanh. Đặc biệt, năm 2007 lượng ngoại tệ dự trữ đã bằng cả 15 năm trước cộng lại, bất ngờ đưa dự trữ ngoại hối của Việt Nam lên tương đương trên 20 tuần nhập khẩu55. 55 Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội (2008), Lạm phát ở Việt Nam hiện nay – Nguyên nhân và giải pháp, NXB Đại học quốc gia Hà Nội, Hà Nội, tr. 82. 62 63 64 Bên cạnh đó, thị trường chứng khoán phát triển mạnh trong giai đoạn này, đặc biệt là cuối năm 2006 đầu năm 2007, chỉ số VN-index tăng mạnh, có thời điểm đạt trên 1100 điểm56. Sự phát triển nhanh chóng của thị trường này làm cho kênh đầu tư chứng khoán trở thành kênh đầu tư hấp dẫn không chỉ các nhà đầu tư trong nước mà cả các nhà đầu tư nước ngoài. Khi dòng vốn đầu tư nước ngoài vào thị trường chứng khoán, các nhà đầu tư sẽ bán ngoại tệ cho các NHTM để lấy tiền VND, sau đó sử dụng tiền đồng để đầu tư chứng khoán. Khi các nhà đầu tư nước ngoài mua chứng khoán thì ngay lập tức làm tăng lượng tiền M2, vì các khoản tiền đó được chuyển vào các doanh nghiệp Việt Nam, qua đó làm tăng giá trị tài sản nợ trong nước của các NHTM, đồng thời làm tăng tài sản có ngoại tệ ròng của các NHTM. Khi các NHTM bán ngoại tệ cho NHNN Việt Nam, hành động này sẽ làm tăng tài sản có của NHNN Việt Nam và giảm tài sản có ngoại tệ của các NHTM. Như vậy, tổng tài sản có ngoại tệ của nền kinh tế không thay đổi, tuy nhiên khối lượng tiền M2 lại tăng ngay trước khi NHNN mua ngoại tệ57. Như vậy, trong giai đoạn 2005 – 2010, nguồn ngoại tệ đổ vào nước ta mạnh trên cả ba kênh: đầu tư trực tiếp nước ngoài, đầu tư gián tiếp nước ngoài qua thị trường chứng khoán, kênh kiều hối và chưa kể kênh viện trợ phát triển chính thức (ODA) cũng tăng đáng kể. Về nguyên tắc, khi luồng vốn nước ngoài đầu tư vào Việt Nam tăng, VND phải lên giá để tạo ra điểm cân bằng. Tuy nhiên, với chiến lược phát triển dựa vào xuất khẩu, NHNN Việt Nam đã sử dụng VND để mua lại lượng ngoại tệ này với mục đích kìm tỷ giá của VND với đồng USD thấp hơn điểm cân bằng nhằm nâng cao tính cạnh tranh của hàng xuất khẩu về giá. Giữ VND ở thế yếu có thể coi là một hình thức trợ giá cho hàng xuất khẩu và phát huy ở trong những điều kiện kinh tế thế giới nhất định. Tuy nhiên, mặt trái của việc “neo” tỷ 56 Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội (2008), Lạm phát ở Việt Nam hiện nay – Nguyên nhân và giải pháp, NXB Đại học quốc gia Hà Nội, Hà Nội, tr. 111. 57 Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội (2008), Lạm phát ở Việt Nam hiện nay – Nguyên nhân và giải pháp, NXB Đại học quốc gia Hà Nội, Hà Nội, tr. 96. 65 giá VND với USD là NHNN phải liên tục “mua” lại lượng USD chảy vào, lượng MS của Việt Nam vì thế mà tăng cao. Ngoài ra, trong vài năm gần đây, do thâm hụt thương mại khổng lồ, USD đã mất giá so với những ngoại tệ mạnh khác. Từ năm 2006 đến nay, đồng USD đã mất giá trung bình khoảng 15% so với các đồng ngoại tệ mạnh khác như Euro, Yên Nhật, Bảng Anh và đồng Nhân dân tệ58. Bên cạnh đó, cuộc khủng hoảng tín dụng nhà đất tại Hoa Kỳ vào cuối năm 2007, khiến nền kinh tế này bước vào giai đoạn suy thoái, đẩy USD mất giá nhiều hơn nữa. Tuy nhiên, do chính sách “neo” tỷ giá VND, nên trong giai đoạn này, VND liên tục mất giá với USD (Hình 2.6). Chính sách VND yếu đã góp phần “nhập khẩu lạm phát” vào Việt Nam. Lý do là sản xuất tại Việt Nam hiện nay phụ thuộc rất lớn vào các nguyên, vật liệu nhập khẩu như xăng, dầu, xi măng, sắt, thép, máy móc. Sự mất giá của USD hay nói cách khác là sự tăng giá thành của các mặt hàng nhập khẩu thiết yếu cho chi phí nhập khẩu tăng. Hình 2.8 chỉ ra tình trạng thâm hụt cán cân vãng lai của Việt Nam trong giai đoạn 2005 – 2010. Chi phí nhập khẩu tính bằng VND tăng dưới chế độ “neo” tỷ giá là nguyên nhân chủ yếu dẫn đến chi phí sản xuất trong nước tăng, kéo theo giá hàng hóa tăng theo. Như vậy, việc hội nhập sâu hơn vào nền kinh tế thế giới, khiến cho việc tăng nguồn vốn đầu tư, cùng với chính sách “neo” tỷ giá hối đoái là nguyên nhân gây ra mức giá chung trong nền kinh tế tăng trong giai đoạn 2005 – 2010. 58 Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội (2008), Lạm phát ở Việt Nam hiện nay – Nguyên nhân và giải pháp, NXB Đại học quốc gia Hà Nội, Hà Nội, tr. 125. 66 Bên cạnh đó, việc hội nhập sâu hơn vào nền kinh tế thế giới làm cho nền kinh tế nước ta biến động cùng chiều với với nền kinh tế trong khu vực và thế giới. Hình 2.4 cho thấy, năm 2008 khi cuộc suy thoái kinh tế toàn cầu xảy ra, tăng trưởng kinh tế của Việt Nam đã chững lại và suy giảm gần như đồng thời với các nước Châu Á đang phát triển nói riêng và nền kinh tế thế giới nói chung. Tình hình này hoàn toàn khác với cuộc khủng hoảng tài chính Đông Á vào năm 1997 khi mà nền kinh tế nước ta chỉ thực sự bị tác động vào thời điểm hai năm sau đó. Ngoài ra, Hình 2.9 chỉ ra xu hướng biến động lạm phát của Việt Nam cùng chiều với diễn biến lạm phát trong khu vực và trên thế giới trong giai đoạn 2005 – 2010 nói riêng, trong thời kỳ Đổi Mới nói chung và dự báo đến năm 2015. Như vậy, việc hội nhập vào nền kinh tế toàn cầu có tác động rất lớn đến diễn biến giá cả trong nước ở Việt Nam trong giai đoạn 2005 – 2010. Điều này đã được IMF khẳng định khi nghiên cứu tính “lây truyền” của lạm phát trên thế giới khi mức độ mở cửa thị trường tăng và thực hiện các cam kết hội nhập kinh tế - tài chính quốc tế ở 23 nền kinh tế thị trường mới nổi (bao gồm Argentina, Brazil, Chile, Trung Quốc, Colombia, Ai Cập, 67 Hungary, Ấn Độ, Indonesia, Isarel, Hàn Quốc, Malaysia, Mexico, Ma-rốc, Pakistan, Peru, Philippines, Nam Phi, Thái Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Uruguay, Venezuela, Zimbabwe) trong giai đoạn 1970 – 1990. Theo đó, diễn biến lạm phát ở các quốc gia này có mối quan hệ với lạm phát toàn cầu không kém mối quan hệ với thâm hụt ngân sách59. HÌNH 2.9 Biến động lạm phát ở Việt Nam, các nƣớc Châu Á đang phát triển và thế giới giai đoạn 1980 – 2010 và dự báo đến năm 2015 (Đơn vị: %) Nguồn: IMF (2010), IMF Data Mapper. Truy cập ngày 11 tháng 07 năm 2010, từ 59 Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội (2008), Lạm phát ở Việt Nam hiện nay – Nguyên nhân và giải pháp, NXB Đại học quốc gia Hà Nội, Hà Nội, tr. 83-84. Việt Nam: Các nước châu Á đang phát triển: Thế giới: 68 2.2.4.2 Kết quả phân tích định lượng Trong giai đoạn này, việc Việt Nam hội nhập sâu vào nền kinh tế thế giới đóng vai trò rất quan trọng hình thành các tác động lên sự gia tăng mức giá chung của nền kinh tế. Vì vậy, hàm hồi quy (2.3) sử dụng thêm biến giả HOINHAP - Di2 để đánh giá một cách toàn diện các nhân tố tác động của CSTT tới giá cả của nền kinh tế Việt Nam bối cảnh nền kinh tế Việt Nam đã gia nhập WTO. Việt Nam trở thành thành viên chính thức của WTO từ năm 2007, chịu tác động của cuộc suy thoái kinh tế toàn cầu bắt nguồn từ cuộc khủng hoảng tín dụng – nhà đất ở Hoa Kỳ vào cuối năm 2007. Cuộc khủng hoảng này tác động đến nền kinh tế Việt Nam vào năm 2008. Vì vậy, hai sự kiện này đều đại diện cho ảnh hưởng của việc hội nhập sâu vào nền kinh tế thế giới tác động đến nền kinh tế Việt Nam. Năm 2008 là năm hội tụ tiêu biểu nhất các tác động của hai sự kiện này. Vì vậy, Di2 sẽ nhận giá trị bằng 1 trong năm 2008 và nhận giá trị bằng 0 trong những năm còn lại của giai đoạn 2005 - 2010. Thực hiện hồi quy tác động của CSTT (đại diện là lượng tiền cung ứng M2), các tác động của nền kinh tế thế giới sau khi Việt Nam gia nhập WTO (đại diện là biến giả D2i) tới giá cả (đại diện là CPI), với mức ý nghĩa 5%, sau khi khắc phục các khuyết tật tự tương quan và phương sai sai số thay đổi, phương trình hồi quy thu được như sau (Xem kết quả hồi quy ở Phụ lục B11): ΔlnCPI = 0,092 – 0,035*ΔlnM2 + 0,122*HOINHAP (T) (1,55) (-0,17) (3,87) R 2 = 0,9 F-statistic = 14,56 Durbin – Watson = 2,12 Mô hình thu được không có các khuyệt tật, đồng thời hệ số R2 khá cao. Các kiểm định thống kê F cho thấy, mô hình hoàn toàn phù hợp. Hệ số hồi quy của biến M2 có giá trị âm và không có ý nghĩa thống kê. Như vậy, trong giai đoạn 2005 – 69 2010, CSTT trong nước không có tác động đến mức giá chung của toàn nền kinh tế. Ngược lại, hệ số hồi quy của biến giả HOINHAP nhận giá trị dương và có ý nghĩa thống kê. Điều đó chỉ ra rằng, trong giai đoạn 2005 - 2010, các tác động từ nền kinh tế thế giới có tác động mạnh đến mức giá chung của nền kinh tế trong nước, và làm tăng mức giá này. Là giá cả của tiền và phản ánh tổng hòa tương quan mức giá chung xã hội trên thị trường trong nước so với thị trường nước ngoài, tỷ giá đại diện cho các biến động từ thế giới bên ngoài tác động đến giá cả trong nước. Vì vậy, các bất cập trong định hướng chính sách đối ứng khi Việt Nam hội nhập vào nền kinh tế toàn cầu, cụ thể là chính sách tỷ giá hối đoái, không phù hợp so với biến động của kinh tế thế giới là nguyên nhân chính gây ra các biến động bất lợi của giá cả trong giai đoạn này. Kết luận trên hoàn toàn phù hợp với các lý thuyết kinh tế, bởi vì khi tỷ giá danh nghĩa VND/USD không linh hoạt thì các biến động của mức giá nước ngoài sẽ lan truyền mạnh sang giá nội địa trong dài hạn qua kênh MS. Đó là chi phí của việc kìm giữ tỷ giá cố định hoặc gần như cố định. 2.2.5 Phân tích định lượng tác động của CSTT tới giá cả trong giai đoạn 1986 – 2010 Thực hiện hồi quy tác động của CSTT (đại diện là lượng tiền cung ứng M2), với mức ý nghĩa 5%, phương trình hồi quy thu được như sau (Xem kết quả hồi quy ở Phụ lục B12): ΔlnCPI = -0,171 + 1,027*ΔlnM2 (T) (-4,37) (15,06) R 2 = 0,91 F-statistic = 226,80 Durbin – Watson = 1,49 70 Mô hình thu được không có các khuyệt tật, đồng thời hệ số R2 khá cao. Các kiểm định thống kê F cho thấy, mô hình hoàn toàn phù hợp. Hệ số hồi quy của biến M2 nhận giá trị dương và có ý nghĩa thống kê. Như vậy, trong 1986 – 2010, CSTT trong nước có ảnh hưởng đến giá cả trong nước. C