Ước lượng mức dự trữ ngoại hối tối ưu của Việt Nam

hị trường ngoại hối để tác động tỷ giá và những mục đích khác. 2.1.3. Nguồn hình thành dự trữ ngoại hối Bao gồm các nguồn: nhận phân bổ SDR từ IMF theo hạn mức đóng góp vào IMF của quốc gia; rút DTNH từ IMF nếu có vị thế dự trữ tại IMF; tăng thu mua ngoại tệ, vàng và các loại giấy tờ có giá từ các dòng tiền vào của cán cân vãng lai và cán cân tài chính. 2.1.4. Nguyên nhân cần thực hiện dự trữ ngoại hối Bộ ba bất khả thi do Frankel, J.A. đưa ra năm 1999 chính là nguyên nhân. Frankel (1999) cho rằng với xu hướng hội nhập toàn cầu hiện nay thì các quốc gia có thể lựa chọn mô hình trung dung. Khi đó, DTNH giúp các quốc gia kiểm soát sự biến động tỷ giá trong một giới hạn nhất định. 2.1.5. Vai trò của dự trữ ngoại hối Hai vai trò chính là tác động vào tỷ giá nhằm ổn định cán cân thương mại (động cơ thương mại) và tài trợ nhằm ổn định cán cân tài chính (động cơ phòng ngừa). Ngoài ra, DTNH có một số vai trò khác như gia tăng niềm tin của người dân và nhà đầu tư vào nội tệ, làm cơ sở để quốc gia vay nợ nước ngoài thuận lợi hơn 92.2. Mức dự trữ ngoại hối tối ưu 2.2.1. Sự cần thiết phải xác định mức dự trữ ngoại hối tối ưu Dựa vào các luận cứ sau: (i) Nghịch lý Triffin cho thấy khi USD là tài sản dự trữ quốc tế chủ yếu thì càng tăng DTNH sẽ làm cán cân thanh toán Mỹ thâm hụt càng nhiều, mất cân bằng kinh tế thế giới và hủy hoại sự ổn định hệ thống tiền tệ thế giới. Do đó, các quốc gia không cần tích lũy DTNH quá mức. (ii) Các tài sản DTNH phải đảm bảo an toàn và thanh khoản nên lợi tức rất thấp, hình thành chi phí cơ hội lớn khi nắm giữ nhiều ngoại hối. Vì vậy, các quốc gia chỉ cần DTNH ở mức vừa đủ hay tối ưu. 2.2.2. Khái niệm mức dự trữ ngoại hối tối ưu Mức DTNHTU là mức dự trữ “vừa đủ an toàn”, đảm bảo có thể đối phó được các cú sốc đến với quốc gia, chủ yếu là các cú sốc ảnh hưởng đến hai thành phần quan trọng của cán cân thanh toán là tài khoản vãng lai và tài khoản tài chính. 2.3. Phương pháp ước lượng mức dự trữ ngoại hối tối ưu bằng đo lường theo kinh nghiệm 2.3.1. Các phương pháp truyền thống Gồm phương pháp dựa vào doanh số nhập khẩu với mức tối ưu 3 tháng nhập khẩu cho thấy DTNH đủ khả năng tài trợ cán cân thương mại hay tài khoản vãng lai; phương pháp dựa vào nợ nước ngoài ngắn hạn với mức tối ưu là 100% nợ nước ngoài ngắn hạn để đủ khả năng tài trợ biến động tài khoản tài chính; phương pháp dựa vào cung tiền M2 với mức tiêu chuẩn 20% M2 đảm bảo khả năng tài trợ dòng vốn trong nước tháo chạy do bất ổn quốc gia; phương pháp dựa vào GDP với tiêu chuẩn 10% GDP ít được sử dụng trong khi ba phương pháp đầu được sử dụng nhiều. 2.3.2. Các phương pháp kết hợp Phương pháp này kết hợp các cách thức đo lường truyền thống nói trên với các cách kết hợp phổ biến như kết hợp nợ nước ngoài 10 ngắn hạn và thâm hụt tài khoản vãng lai, so sánh các phương pháp truyền thống và chọn mức dự trữ cao nhất, kết hợp cả ba phương pháp truyền thống phổ biến và lấy số tổng 2.3.3. Phương pháp ARA EM của IMF Phương pháp ARA EM đánh giá mức độ đủ của DTNH dành cho các nước mới nổi, được IMF đưa ra năm 2011 và chính thức hướng dẫn áp dụng năm 2016. IMF thấy rằng có bốn nguồn gây nên cạn kiệt DTNH ở các nước mới nổi là nguồn thu xuất khẩu (X), nợ nước ngoài ngắn hạn (STED), nợ nước ngoài khác phản ánh bằng vốn đầu tư gián tiếp (OPL), cung tiền rộng (M2) và trên cơ sở này, mức DTNHTU được thể hiện như sau. • Đối với quốc gia không có kiểm soát vốn Chế độ tỷ giá cố định: R* = 30% STED + 20% OPL + 10% M2 + 10% X Chế độ tỷ giá thả nổi: R* = 30% STED + 15% OPL + 5% M2 + 5% X • Đối với quốc gia có kiểm soát vốn Chế độ tỷ giá cố định: R* = 30% STED + 20% OPL + 5% M2 + 10% X Chế độ tỷ giá thả nổi: R* = 30% STED + 15% OPL + 2.5% M2 + 5% X Tại Việt Nam, tác giả chưa tìm thấy nghiên cứu về phương pháp ARA EM nên sẽ thực nghiệm phương pháp này cho Việt Nam nhằm đề xuất một cách thức ước lượng DTNHTU của Việt Nam. 2.4. Phương pháp ước lượng mức dự trữ ngoại hối tối ưu dựa theo các yếu tố ảnh hưởng đến dự trữ ngoại hối Phương pháp này được thực hiện trên cơ sở lập hàm hồi quy tuyến tính với DTNH là biến phụ thuộc và các yếu tố ảnh hưởng DTNH là biến độc lập. Sau khi ước lượng các tham số, hàm nhu cầu DTNH được hình thành và là cơ sở để tính mức DTNHTU. 2.4.1. Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan Edison (2003) nghiên cứu tương đối toàn diện về năm yếu tố chính ảnh hưởng đến DTNH để xây dựng hàm DTNH và được 11 vận dụng nhiều trong các nghiên cứu kế thừa. Các nghiên cứu này bao gồm nghiên cứu của Gosselin và Parent (2005) xây dựng hàm DTNH cho tám nước mới nổi Châu Á; Khan và Ahmed (2005) thực nghiệm cho Pakistan; Prabheesh và cộng sự (2007), Sehgal và Sharma (2008), Nainwal và cộng sự (2013) thực nghiệm cho Ấn Độ; Afrin và cộng sự (2014), Chowdhury và cộng sự (2014) thực nghiệm cho Bangladesh. Tại Việt Nam, có công trình dự thi “Nhà kinh tế trẻ - Năm 2010” của nhóm sinh viên trường Đại học Kinh tế TP.HCM thực nghiệm dựa trên mô hình Edison (2003). 2.4.2. Các yếu tố ảnh hưởng đến dự trữ ngoại hối Qua các nghiên cứu thực nghiệm liên quan được lược khảo ở trên và cơ sở lý thuyết về DTNH, có sáu yếu tố ảnh hưởng đến DTNH. Quy mô nền kinh tế: càng lớn thì DTNH càng tăng. Tính dễ tổn thương của tài khoản vãng lai: bị ảnh hưởng bởi sự biến động cán cân thương mại (thể hiện qua độ mở thương mại và sự biến động của xuất khẩu) và quy mô kiều hối. Tính dễ tổn thương của tài khoản tài chính: phụ thuộc vào độ mở tài chính và cung tiền rộng M2. Tính linh động của tỷ giá: được thể hiện thông qua sự biến động của tỷ giá, có mối quan hệ ngược hoặc cùng chiều DTNH. Chi phí cơ hội: càng gia tăng, các quốc gia càng e ngại DTNH nhiều và mức dự trữ sẽ thấp đi. Tính ổn định của quốc gia: bao gồm tính ổn định về kinh tế và tính ổn định về chính trị, giúp vị thế nội tệ được nâng cao, 2.4.3. Các nhận xét rút ra để xây dựng mô hình cho Việt Nam Thứ nhất, tác giả thực nghiệm cho Việt Nam dựa theo mô hình của Edison (2003) với năm yếu tố ảnh hưởng vì tính đáng tin cậy. Thứ hai, tác giả sử dụng mô hình ARCH để tính độ lệch chuẩn đại diện cho các biến số biến động xuất khẩu và biến động tỷ giá. 12 Thứ ba, nhằm thể hiện mức chi phí cơ hội cao nhất để Việt Nam phải cẩn trọng hơn khi dự trữ thêm ngoại hối, tác giả chọn cách tính chi phí cơ hội là lãi suất cho vay VND. Thứ tư, tính dễ tổn thương tài khoản tài chính chỉ được thể hiện thông qua độ mở tài chính (vốn đầu tư gián tiếp/GDP) và loại bỏ M2 bởi vì Việt Nam kiểm soát chặt dòng vốn ra vào quốc gia. 2.5. Phương pháp ước lượng mức dự trữ ngoại hối tối ưu dựa theo chi phí – lợi ích của dự trữ ngoại hối 2.5.1. Cách tiếp cận “chi phí – lợi ích” của dự trữ ngoại hối theo Heller (1966) Heller (1966) là người đầu tiên đưa ra cách tiếp cận khi cho rằng lợi ích của DTNH là chi phí điều chỉnh nếu bị thâm hụt cán cân thanh toán và chi phí của DTNH là chi phí cơ hội. Mức DTNHTU là tại mức đó, chi phí biên và lợi ích biên của DTNH bằng nhau. 2.5.2. Mô hình của Frankel và Jovanovic (1981) Theo Frankel và Jovanovic (1981), mô hình có hai biến là sự biến động ngẫu nhiên của DTNH (lợi ích của DTNH) và thu nhập bị mất đi (chi phí của DTNH). Một số nghiên cứu vận dụng mô hình này là Ramachandran (2004), Silva và Da Silva (2004), Hee- Ryang Ra (2007), Shijaku (2012), Sinem và Nebiye (2014). 2.5.3. Mô hình của Ben-Bassat và Gottlieb (1992) Ben-Bassat và Gottlieb (1992) đưa rủi ro vỡ nợ quốc gia vào mô hình và cho rằng NHTW luôn cố gắng tối thiểu hóa tổng chi phí đối với ngoại hối dự trữ với dạng hàm được thể hiện như sau:= 0 + (1 - π) C1 (2.1) trong đó: là tổng chi phí DTNH kỳ vọng; 0 là chi phí tổn thất do vỡ nợ quốc gia khi DTNH bằng 0; C1 là thu nhập bị mất đi (đại diện bằng chi phí cơ hội) khi DTNH lớn hơn 0; là xác suất xảy ra DTNH bằng 0 và (1- π) là xác suất khi DTNH lớn hơn 0. 13 Để tối thiểu hóa chi phí, đạo hàm của phương trình (2.1) theo DTNH phải bằng 0 và từ đó tính được mức DTNHTU: * = R + 0 (2.14) với C0, r, và R lần lượt là chi phí vỡ nợ quốc gia, chi phí cơ hội, xác suất vỡ nợ quốc gia và xác suất vỡ nợ biên quốc gia. Các nghiên cứu vận dụng mô hình của Ben-Bassat và Gottlieb (1992) là Ozyildirim và Yaman (2005) ước lượng cho Thổ Nhĩ Kỳ, Tecnica (2012) thực nghiệm cho Colombia, Prabheesh (2013) thực nghiệm cho Ấn Độ, Tule và cộng sự (2015) thực nghiệm cho Nigeria. Việt Nam chưa có nghiên cứu nào về phương pháp này. 2.5.4. Các nhận xét rút ra để xây dựng mô hình cho Việt Nam Thứ nhất, mô hình của Ben-Bassat và Gottlieb (1992) bổ sung yếu tố đặc thù là rủi ro quốc gia và chưa được thực nghiệm tại Việt Nam nên thực nghiệm mô hình cho Việt Nam là phù hợp. Thứ hai, để phù hợp với phương pháp dựa theo các yếu tố ảnh hưởng DTNH, mức lãi suất cho vay VND đại diện chí phí cơ hội. Thứ ba, dựa vào cuộc khủng hoảng 2008 làm giảm tốc độ tăng trưởng GDP Việt Nam những năm sau đó để tính tổn thất sản lượng của Việt Nam đại diện cho chi phí vỡ nợ quốc gia. Thứ tư, phí bù đắp rủi ro được tính theo lãi suất có rủi ro là lãi suất cho vay VND và lãi suất phi rủi ro là LIBOR USD 3 tháng. Thứ năm, tổng hợp từ các nghiên cứu, mô hình tính phí bù đắp rủi ro gồm biến độ mở thương mại, biến động vốn đầu tư gián tiếp, nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH và thâm hụt ngân sách/ GDP. Thứ sáu, luận án vận dụng cách tính toán hiện đại như dùng ARCH tính biến động vốn đầu tư gián tiếp, tính tổn thất vỡ nợ bằng Lọc HP và dùng ARDL cho mô hình tính phí bù đắp rủi ro. 14 CHƯƠNG 3: XÂY DỰNG MÔ HÌNH ƯỚC LƯỢNG MỨC DỰ TRỮ NGOẠI HỐI TỐI ƯU CỦA VIỆT NAM 3.1. Đối với phương pháp đo lường theo kinh nghiệm 3.1.1. Các phương pháp truyền thống Tác giả áp dụng ba cách thức đo lường phổ biến trên thế giới là dựa vào doanh số nhập khẩu, nợ nước ngoài ngắn hạn và cung tiền M2 với mức tối ưu được IMF thừa nhận lần lượt là 3 tháng nhập khẩu, 100% nợ nước ngoài ngắn hạn và 20% cung tiền M2 (IMF, 2011). Riêng cách thức đo lường dựa vào GDP chưa được IMF công nhận mức tối ưu nên tác giả không áp dụng. 3.1.2. Các phương pháp kết hợp Tác giả không áp dụng cho Việt Nam vì thiếu tính hợp lý hoặc bị trùng lắp khi tính toán mức tối ưu. 3.1.3. Phương pháp ARA EM của IMF Việt Nam là quốc gia theo chế độ tỷ giá cố định (soft pegs) (IMF, 2018). Đồng thời, Việt Nam cũng có sự kiểm soát nhất định đối với dòng vốn ra vào quốc gia. Vì thế, mô hình ước lượng DTNHTU cho Việt Nam theo phương pháp ARA EM là: R* = 30% STED + 20% OPL + 5% M2 + 10% X 3.1.4. Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu được thu thập theo năm giai đoạn 2005 – 2017 với sáu loại dữ liệu là DTNH, doanh số nhập khẩu, nợ nước ngoài ngắn hạn, cung tiền rộng M2, doanh số xuất khẩu và vốn đầu tư gián tiếp, lấy từ các nguồn IFS, Worldbank, CEIC Data, Bloomberg. 3.2. Đối với phương pháp dựa theo các yếu tố ảnh hưởng DTNH 3.2.1. Xây dựng mô hình thực nghiệm cho Việt Nam Dựa trên mô hình của Edison (2003) và các nghiên cứu liên quan, mô hình thực nghiệm cụ thể cho Việt Nam như sau: 15 lnrest = β1 + β2lngdpt + β3opent + β4expvt + β5fpit + β6ervt + β7costt + ut trong đó: β1: Hệ số chặn; β2,..., β7: Các hệ số hồi quy riêng của các biến độc lập; u: sai số của mô hình và t: biểu thị cho thời gian (theo quý). 3.2.2. Phương pháp xác định các biến trong mô hình lnres: logarit tự nhiên của DTNH đại diện cho nhu cầu DTNH hay mức DTNHTU. lngdp: logarit tự nhiên của GDP đại diện cho yếu tố quy mô nền kinh tế, kỳ vọng có mối tương quan dương với DTNH. open: độ mở thương mại đo bằng tỷ lệ nhập khẩu/GDP, đại diện cho yếu tố tính dễ tổn thương của tài khoản vãng lai, kỳ vọng có mối tương quan dương với DTNH. expv: biến động của xuất khẩu đo bằng độ lệch chuẩn của tỷ lệ thay đổi xuất khẩu theo công thức (Yt – Yt-4)/Yt-4 và được tính dựa trên mô hình ARCH, đại diện yếu tố tính dễ tổn thương của tài khoản vãng lai, kỳ vọng có mối tương quan âm với DTNH. fpi: độ mở tài chính đo bằng vốn đầu tư gián tiếp/GDP, đại diện cho yếu tố tính dễ tổn thương của tài khoản tài chính, kỳ vọng có mối tương quan dương với DTNH. erv: biến động của tỷ giá đo bằng độ lệch chuẩn của logarit tự nhiên của tỷ giá dựa vào mô hình ARCH, đại diện yếu tố tính linh động của tỷ giá, kỳ vọng có mối tương quan dương với DTNH. cost: lãi suất cho vay VND đại diện cho yếu tố chi phí cơ hội, kỳ vọng có mối tương quan âm với DTNH. 3.2.3. Trình tự thực hiện mô hình thực nghiệm Bước 1: Tính toán các biến số của mô hình thực nghiệm: biến động xuất khẩu và biến động tỷ giá tính theo mô hình ARCH. Bước 2: Thống kê mô tả các biến số thuộc mô hình thực nghiệm 16 Bước 3: Kiểm định tính dừng của các biến số của mô hình: tìm độ trễ tối ưu và kiểm định tính dừng tại độ trễ tối ưu bằng ADF. Bước 4: Lựa chọn phương pháp hồi quy để xác định hàm DTNH: thực tế khi kiểm định tính dừng, tất cả các biến đều là chuỗi dừng nên áp dụng hồi quy OLS để xác định hàm DTNH là phù hợp. Bước 5: Kiểm định các hệ số ước lượng và sự phù hợp của mô hình: sử dụng cả ba mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10% để kiểm định đồng thời xem xét R2. Bước 6: Kiểm định các khuyết tật của mô hình: kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai thay đổi và tự tương quan. Bước 7: Ước lượng mức DTNHTU và so sánh với mức DTNHTT: 3.2.4. Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu được thu thập giai đoạn 2005 – 2017 với tần suất quý giúp gia tăng tính chính xác của mô hình. Các loại dữ liệu bao gồm DTNH, GDP theo giá hiện hành, doanh số nhập khẩu, doanh số xuất khẩu, vốn đầu tư gián tiếp, tỷ giá VND/USD, lãi suất cho vay VND từ các nguồn IFS, GSO, Bloomberg, NHNN. 3.3. Đối với phương pháp dựa theo chi phí – lợi ích của DTNH 3.3.1. Mô hình thực nghiệm cho Việt Nam Theo mục 2.5.4, mô hình của Ben-Bassat và Gottlieb (1992) được chọn để thực nghiệm cho Việt Nam và là phương trình (2.14) gồm bốn biến số cần được xác định. 3.3.2. Phương pháp xác định các biến của mô hình thực nghiệm 3.3.2.1. Xác định chi phí cơ hội Theo mục 2.5.4, chi phí cơ hội được lấy theo lãi suất cho vay VND. 3.3.2.2. Xác định chi phí tổn thất do vỡ nợ quốc gia Dựa vào tốc độ tăng trưởng GDP bị suy giảm sau khủng hoảng 2008 của Việt Nam, tác giả xác định được giai đoạn bị sụt giảm 17 tốc độ tăng trưởng GDP là giai đoạn 2008 – 2012. Tiếp theo, phương pháp Lọc HP được sử dụng để ước tính giá trị GDP tiềm năng, được xem như là GDP mà Việt Nam có thể đạt được nếu không có khủng hoảng 2008 xảy ra. Cuối cùng, tác giả tính chênh lệch giữa GDP thực tế và GDP tiềm năng trong giai đoạn 2008 – 2012 bị suy giảm tốc độ tăng trưởng GDP. Thực tế khi tính GDP tiềm năng cho thấy hiệu ứng suy giảm kéo dài đến quý 2/2013 nên giai đoạn bị suy giảm được đưa vào tính mức chênh lệch là giai đoạn quý 1/2008 – quý 2/2013. Phần chênh lệch này đại diện cho chi phí tổn thất do vỡ nợ quốc gia tính cho Việt Nam. 3.3.2.3. Xác định mô hình tính phí bù đắp rủi ro nhằm tính xác suất vỡ nợ quốc gia và xác suất vỡ nợ biên quốc gia Mô hình tính phí bù đắp rủi ro gồm • Biến phụ thuộc là logarit tự nhiên của phí bù đắp rủi ro quốc gia, được tính theo công thức: * * (3.3) với: i được xem là lãi suất khi cho vay quốc gia có rủi ro vỡ nợ được đo bằng lãi suất cho vay VND và i* là lãi suất khi cho vay không có rủi ro được tính bằng lãi suất LIBOR USD 3 tháng. • Các biến độc lập gồm độ mở thương mại đo bằng doanh số nhập khẩu/ GDP, biến động của vốn đầu tư gián tiếp tính bằng độ lệch chuẩn dựa theo mô hình ARCH, tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH và tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP. Phương trình tính phí bù đắp rủi ro là;= t = 0 + 1 t + 2 t + 3 t + 4 t + t (3.4) trong đó: t ; t ; t ; t ; t và t lần lượt là logarit tự nhiên của phí bù đắp rủi ro, độ mở thương mại, biến động vốn đầu tư gián tiếp, logarit tự nhiên của tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn/ DTNH, tỷ lệ thâm hụt ngân sách/ GDP và sai số của phương trình hồi quy. 18 3.3.2.4. Trình tự thực hiện mô hình tính phí bù đắp rủi ro nhằm tính xác suất vỡ nợ quốc gia và xác suất vỡ nợ biên quốc gia Bước 1: Tính toán các biến của mô hình tính phí bù đắp rủi ro Bước 2: Thống kê mô tả các biến thuộc mô hình phí bù đắp rủi ro Bước 3: Kiểm định tính dừng của các biến của mô hình. Bước 4: Lựa chọn phương pháp hồi quy để xác định mô hình: thực tế kiểm định tính dừng, các biến của mô hình không dừng cùng bậc nên áp dụng mô hình ARDL nhằm xác định mô hình. Bước 5: Kiểm định các hệ số ước lượng. Bước 6: Các kiểm định nhằm đảm bảo mô hình đáng tin cậy: kiểm định đường bao, phương sai thay đổi, tự tương quan, phần dư mô hình là nhiễu trắng, tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư. Bước 7: Tính xác suất vỡ nợ và xác suất vỡ nợ biên quốc gia Xác suất vỡ nợ quốc gia (π) được tính dựa vào phương trình:= f1 + f Xác suất vỡ nợ biên quốc gia (πR) được tính bằng đạo hàm phương trình f là phương trình (3.4) theo dự trữ ngoại hối R. 3.3.3. Cách thức ước lượng mức DTNHTU của Việt Nam Bốn biến số đã xác định được đưa vào phương trình (2.14) để ước lượng mức DTNHTU của Việt Nam và so sánh với mức DTNHTT. 3.3.4. Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu được thu thập theo quý giai đoạn 2005 – 2017 gồm DTNH, GDP theo giá hiện hành, doanh số nhập khẩu, vốn đầu tư gián tiếp, nợ nước ngoài ngắn hạn, thâm hụt ngân sách nhà nước, lãi suất cho vay VND, lãi suất LIBOR USD 3 tháng từ các nguồn IFS, GSO, Bloomberg, ADB, Worldbank, ICE, Bộ Tài chính, Nợ nước ngoài ngắn hạn dùng phương pháp nội suy từ năm sang quý. 19 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG MỨC DỰ TRỮ NGOẠI HỐI TỐI ƯU CỦA VIỆT NAM 4.1. Thực trạng dự trữ ngoại hối việt nam 4.1.1. Quy mô dự trữ ngoại hối Việt Nam Nhìn chung, suốt giai đoạn 2005 – 2017, DTNH Việt Nam liên tục gia tăng, ngoại trừ giai đoạn 2009 – 2011 bị sụt giảm mạnh do NHNN phải sử dụng quỹ DTNH để bình ổn thị trường ngoại hối từ tác động của cuộc khủng hoảng 2008. Đến cuối năm 2017, DTNH Việt Nam vượt hơn 49 tỷ USD. 4.1.2. Cơ cấu dự trữ ngoại hối Việt Nam Cơ cấu DTNH của Việt Nam gồm bốn thành phần nhưng có thể bỏ qua thành phần vị thế dự trữ có thể rút ngay tại IMF vì tỷ trọng gần như bằng 0. Như vậy, DTNH Việt Nam có ngoại tệ và các loại giấy tờ có giá chiếm tỷ trọng chủ yếu, khoảng 97%; vàng và SDR chiếm tỷ trọng khoảng 3% và trong đó tỷ trọng của vàng nhiều hơn SDR. DTNH bằng ngoại tệ mạnh có ưu điểm là đáp ứng ngay cho các hoạt động kinh tế cấp thiết cần sử dụng đến DTNH. Vì vậy, thành phần ngoại tệ và các loại giấy tờ có giá cần được tiếp tục ưu tiên trong DTNH Việt Nam. 4.2. Kết quả của phương pháp đo lường theo kinh nghiệm 4.2.1. Các phương pháp truyền thống 4.2.1.1. Phương pháp dựa vào doanh số nhập khẩu Biểu đồ 4.3 cho thấy giai đoạn 2005 – 2008, DTNHTT của Việt Nam vượt mức tối ưu nhưng giai đoạn 2009 – 2017 do ảnh hưởng từ khủng hoảng 2008, mức DTNHTT luôn thấp hơn mức DTNHTU. Từ năm 2012, nền kinh tế Việt Nam bắt đầu phục hồi và tốc độ tăng trưởng trung bình hàng năm của DTNH giai đoạn này mặc dù khá cao là 18.69% nhưng vượt hơn không nhiều so với tốc độ tăng trưởng trung bình mỗi năm của nhập khẩu là 15.56% nên DTNH chưa đuổi kịp nhập khẩu. Đến cuối giai đoạn 20 nghiên cứu là năm 2017, DTNHTT gần chạm đến mức tối ưu, đạt 2.7 tháng nhập khẩu. Biểu đồ 4.3. DTNH thực tế và tối ưu theo doanh số nhập khẩu của Việt Nam giai đoạn 2005 – 2017 Nguồn : IFS (2018) và tác giả tính toán 4.2.1.2. Phương pháp dựa vào nợ nước ngoài ngắn hạn Biểu đồ 4.5. DTNH thực tế và tối ưu theo nợ nước ngoài ngắn hạn của Việt Nam giai đoạn 2005 – 2017 Nguồn : IFS, World Bank (2018) và tác giả tính toán 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 0 10,000,000,000 20,000,000,000 30,000,000,000 40,000,000,000 50,000,000,000 60,000,000,000 Đ V T : U SD DỰ TRỮ NGOẠI HỐI THỰC TẾ DỰ TRỮ NGOẠI HỐI TỐI ƯU 0 10,000,000,000 20,000,000,000 30,000,000,000 40,000,000,000 50,000,000,000 60,000,000,000 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 Đ V T : U SD DỰ TRỮ NGOẠI HỐI THỰC TẾ DỰ TRỮ NGOẠI HỐI TỐI ƯU 21 Biểu đồ 4.5 cho thấy DTNH của Việt Nam luôn vượt mức tối ưu trong cả giai đoạn 2005 – 2017. Điều này là do nợ nước ngoài ngắn hạn của Việt Nam trong giai đoạn này chưa đáng kể nên DTNH đủ khả năng tài trợ 100% cho phần nợ này. Tuy nhiên, khoản nợ này có xu hướng tăng mạnh ở hiện tại và thời gian sắp tới. Cụ thể, năm 2017, tốc độ tăng của nợ nước ngoài ngắn hạn là 56.34% so với năm trước. Vì vậy, DTNH dù vượt mức tối ưu nhưng vẫn chưa an toàn và cần tiếp tục gia tăng DTNH để đủ khả năng tài trợ nợ nước ngoài ngắn hạn trong tương lai. 4.2.1.3. Phương pháp dựa vào cung tiền rộng M2 Biểu đồ 4.7. DTNH thực tế và tối ưu theo cung tiền rộng M2 của Việt Nam giai đoạn 2005 – 2017 Nguồn : IFS, CEIC Data (2018) và tác giả tính toán Biểu đồ 4.7 cho thấy giai đoạn 2005 – 2008, DTNHTT vượt mức tối ưu. Tuy nhiên, trong giai đoạn 2009 – 2017, mức dự trữ thực tế lại thấp hơn mức tối ưu rất nhiều. Mặc dù DTNH phục hồi lại vói tốc độ tăng trung bình hàng năm khá mạnh là 18.69% trong giai đoạn này nhưng cũng không lớn hơn nhiều so với tốc độ tăng trung bình của M2 là 16.10% nên DTNH không đuổi kịp M2. Điều này làm cho suốt giai đoạn sau khủng hoảng 2008, dự trữ 0 10,000,000,000 20,000,000,000 30,000,000,000 40,000,000,000 50,000,000,000 60,000,000,000 70,000,000,000 80,000,000,000 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 Đ V T : U SD DỰ TRỮ NGOẠI HỐI THỰC TẾ DỰ TRỮ NGOẠI HỐI TỐI ƯU 22 thực tế vẫn luôn thấp hơn mức tối ưu nhưng khoản chênh lệch này được thu hẹp dần khi về cuối giai đoạn nghiên cứu. 4.2.2. Phương pháp ARA EM của IMF Biểu đồ 4.8. DTNH thực tế và tối ưu theo phương pháp ARA EM của Việt Nam giai đoạn 2005 – 2017 Nguồn : IFS, World Bank, CEIC Data, Bloomberg (2018) và tác giả tính toán Biểu đồ 4.8 thể hiện giai đoạn 2005 – 2009, mức DTNHTT vượt mức tối ưu. Nhưng cũng tương tự phương pháp dựa vào doanh số nhập khẩu và cung tiền M2, giai đoạn 2010 – 2017, DTNHTT luôn thấp hơn mức tối ưu nhưng đến 2017, dự trữ thực tế xấp xỉ mức tối ưu, cụ thể là vượt 1.3 tỷ USD. Tuy nhiên, mức sụt giảm không trồi sụt thất thường mà đi sát với mức tối ưu hơn so với các phương pháp truyền thống. Đó là do phương pháp ARA EM tổng hợp tất cả các yếu tố trong các phương pháp truyền thống để tính mức dự trữ tối ưu nên mang lại sự ưu việt hơn. 4.3. Kết quả của phương pháp dựa theo các yếu tố ảnh hưởng đến dự trữ ngoại hối Sau khi tính toán các biến của mô hình thực nghiệm trong đó có biến số biến động xuất khẩu và biến động tỷ giá đo bằng độ lệch chuẩn dựa trên phương pháp ARCH và thực hiện thống kê mô tả các biến, tác giả tiến hành kiểm định tính dừng của các biến. 0 10,000,000,000 20,000,000,000 30,000,000,000 40,000,000,000 50,000,000,000 60,000,000,000 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 Đ V T : U SD DỰ TRỮ NGOẠI HỐI THỰC TẾ DỰ TRỮ NGOẠI HỐI TỐI ƯU 23 Bảng 4.3. Kết quả kiểm định tính dừng các biến bằng ADF Các biến AIC nhỏ nhất Độ trễ tối ưu Giá trị Z(t) khi kiểm định ADF Chuỗi dừng tại bậc lnres -75.87053 1 -1.508 I(0)* lngdp -89.05960 4 -1.609 I(0)* open -67.87717 5 -2.208 I(0)** expv -184.5335 1 -2.627 I(0)*** fpi -135.8176 5 -3.389 I(0)*** erv -283.9034 1 -1.400 I(0)* cost -283.1703 3 -1.547 I(0)* Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả phần mềm Stata 13.0 Bảng 4.3 cho thấy tất cả các biến đều là chuỗi dừng khi thực hiện kiểm định ADF cho dạng phương trình bước ngẫu nhiên có hệ số chặn (random walk with drift). Vì vậy, thực hiện hồi quy OLS là phù hợp để xác định hàm nhu cầu DTNH và dự báo cho dài hạn. Bảng 4.5. Kết quả hồi quy OLS cuối cùng của mô hình Các biến độc lập Hệ số cắt lngdp expv fpi erv cost Hệ số hồi quy 4.985764 [1.97]* 0.7826921 [7.72]*** -1.822864 [-3.39]*** 1.930064 [8.53]*** 1.777098 [3.80]*** -6.102439 [-6.94]*** R2 = 0.8794 R2 hiệu chỉnh = 0.8663 Prob (F- Statistic) = 0.0000 (giá trị F = 67.08) Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả phần mềm Stata 13.0 Bảng 4.5 cho thấy các hệ số hồi quy của các biến độc lập và cả hệ số cắt đều có ý nghĩa thống kê. Đồng thời, dấu các hệ số hồi quy 24 đều đúng với lý thuyết về kỳ vọng dấu của các biến đã được phân tích trong chương 3. R2 của phương trình hồi quy khá cao, đạt 87.94% chứng tỏ mô hình thực nghiệm là phù hợp với Việt Nam. Các kiểm định khuyết tật của mô hình được cho thấy mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến và phương sai thay đổi. Mô hình có hiện tượng tự tương quan nhưng không nghiêm trọng và được khắc phục bằng ma trận hiệp phương sai của Newey-West. Hàm nhu cầu DTNH để ước lượng mức DTNHTU được thể hiện: lnrest = 4.985764 + 0.7826921* lngdpt - 1.822864 * expvt +1.930064 * fpit + 1.777098 * ervt - 6.102439 * costt (4.3) 4.3.6. Ước lượng mức dự trữ ngoại hối tối ưu của Việt Nam Dựa vào hàm nhu cầu DTNH (4.3), mức DTNHTU được ước lượng và so sánh với mức DTNHTT thông qua Biểu đồ 4.9. Biểu đồ 4.9. DTNH thực tế và tối ưu dựa theo phương pháp các yếu tố ảnh hưởng đến DTNH của Việt Nam 2005 – 2017 Nguồn: IFS (2018) và tác giả tính toán Biểu đồ 4.9 cho thấy giai đoạn trước 2008, DTNHTT xấp xỉ hoặc vượt cao hơn mức tối ưu. Tuy nhiên, giai đoạn 2009 – 2011, do ảnh