Mô hình cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ: Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

Nội dung text: Mô hình cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ: Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

1. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG MÔ HÌNH CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM PGS.TS. Võ Thị Thúy Anh, ThS. Trần Nguyễn Trâm Anh, CN. Hà Xuân Thùy Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng TÓM TẮT Trên cơ sở kế thừa nghiên cứu của Kaminsky và Reinhart (1999), bài viết nghiên cứu và ứng dụng mô hình cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ tại Việt Nam trong giai đoạn 2002 đến 2012. Kết quả nghiên cứu cho thấy Việt Nam chưa có khủng hoảng tiền tệ trong giai đoạn này. Các dấu hiệu khủng hoảng của Việt Nam chủ yếu là lãi suất cao, tăng trưởng tín dụng cao, dư thừa cung tiền thực M1, dự trữ ngoại hối suy giảm và tăng trưởng huy động thấp. Trong thời gian đến, chính phủ và ngân hàng nhà nước Việt Nam cần có chính sách phù hợp nhằm vừa kiểm soát cung tiền, lãi suất vừa kích thích được khả năng huy động vốn của các ngân hàng thương mại. Từ khóa: Khủng hoảng; tiền tệ; tài chính; mô hình cảnh báo sớm; Việt Nam 1. Đặt vấn đề Cuộc khủng hoảng đồng Peso Mexico năm 1994, khủng hoảng tiền tệ khu vực tiền tệ Đông Nam Á năm 1997 đã để lại nhiều bài học kinh nghiệm và sự quan tâm của giới chuyên môn học thuật cũng như những nhà điều hành chính sách. Nhiều thập niên qua, đã có rất nhiều những mô hình dự báo sớm khủng hoảng tiền tệ và chúng được phân loại theo ba thế hệ khác nhau (three generations). Các mô hình thuộc thế hệ thứ ba được dùng để giải thích các cuộc khủng hoảng tiền tệ trong thập niên 80, 90 và những cuộc khủng hoảng tiền tệ gần đây. Trong bài viết này, trên cơ sở cách tiếp cận của Kaminsky, Lizondo và Reinhart (1998), Kaminsky và Reinhart (1999) và các mô hình khác thuộc thế hệ thứ ba cũng như kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Heun và Schlink (2004), chúng tôi nghiên cứu và đánh giá khả năng xảy ra khủng hoảng tiền tệ của Việt Nam trong giai đoạn 2002 – 2012. Từ kết quả nghiên cứu, chúng tôi đề xuất các khuyến nghị chính sách nhằm giảm nguy cơ xảy ra khủng hoảng tiền tệ tại Việt Nam trong giai đoạn đến. 2. Cơ sở lý thuyết và thực nghiệm về mô hình cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ Trong suốt hơn 50 năm qua, đã có nhiều mô hình được phát triển với mục đích dự báo khủng hoảng tiền tệ. Các mô hình này thường được chia thành 3 thế hệ sau: Mô hình thế hệ thứ nhất (Krugman, 1979) được phát triển để giải thích các cuộc khủng hoảng xảy ra tại châu Mỹ atinh vào thập niên 60 và 70 của thế k trước. Krugman tập trung vào các tác động của chính sách tài khóa, môi trường tiền tệ đến khủng hoảng cán cân thanh toán trong bối cảnh của một chế độ t giá cố định. Khi nền kinh tế yếu k m, các quốc gia phát hành tiền để bù đ p thâm hụt ngân sách đồng thời ngân hàng trung ương buộc phải bán dự trữ ngoại hối ra để duy trì t giá mục tiêu. Tuy nhiên, khi dự trữ ngoại hối của quốc gia giảm sút, các nhà đầu cơ dự đoán trước được sự sụp đ của chế độ t giá cố định và thực hiện chuyển đ i đồng bản tệ sang ngoại tệ nhằm tránh sự thiệt hại về vốn. Các mô hình thế hệ thứ hai được phát triển sau cuộc khủng hoảng tiền tệ 1992-1993 của hệ thống tiền tệ Châu Âu và cuộc khủng hoảng ở Mexico 1994-1995. Các mô hình này tính đến sự lựa chọn chính sách của chính quyền để bảo vệ t giá hối đoái và các chi phí liên quan và được phát triển từ nghiên cứu của Obstfeld (1986). Trong mô hình này, Obstfeld đã đưa kỳ vọng hợp lý của nhà đầu tư vào với ngụ ý rằng việc thị trường đạt được trạng thái cân bằng tùy thuộc vào sự mong 8
2. HỘI THẢO "NGÂN HÀNG VIỆT NAM: BỐI CẢNH VÀ TRIỂN VỌNG" đợi của nhà đầu tư và các hoạt động của họ và có thể có nhiều điểm cân bằng. Chính sách tiền tệ và tài khóa được giả định là các yếu tố ngoại sinh. Tuy nhiên, những lý do cho sự thay đ i kỳ vọng không được giải thích đầy đủ trong mô hình thế hệ này, ngoại trừ việc chúng được đưa ra thông qua các yếu tố cơ bản. Các mô hình của thế hệ thứ ba được phát triển sau cuộc khủng hoảng tại các nước Châu Mỹ Latin thập niên 1980, khủng hoảng các nước khu vực B c Âu năm 1992, khủng hoảng khu vực Đông Nam Á năm 1997. Các mô hình này nghiên cứu tác động t ng hợp của rủi ro đạo đức, thông tin bất đối xứng, hiệu ứng đám đông và lây lan lên khủng hoảng tiền tệ. Những mô hình này cho rằng các nhân tố như sự phát triển quá nóng, giá tài sản, dòng chảy vốn quốc tế và quy chế hoạt động của các định chế tài chính có thể được sử dụng để dự báo khủng hoảng (Heun và Schilink, 2004). Kaminsky and Reinhart (1999) nghiên cứu dữ liệu của khủng hoảng của 76 loại tiền tệ và khủng hoảng của 27 hệ thống ngân hàng và rút ra kết luận rằng khủng hoảng tiền tệ và khủng hoảng hệ thống ngân hàng có mối liên hệ mật thiết khi tự do hoá tài chính. Thông thường, khủng hoảng hệ thống ngân hàng xảy ra trước khi khủng hoảng tiền tệ. Kế thừa những nghiên cứu của Kamisnky and Reinhart (1996), Kaminsky et al (1998) đã dựa vào các nhân tố có thể gây ra khủng hoảng để dự báo khủng hoảng tiền tệ khu vực Đông Nam Á năm 1997. Họ đã sử dụng 105 nhân tố, được chia thành 10 nhóm. Những nhân tố nào vượt quá ngưỡng cho trước sẽ là “dấu hiệu-signal” cảnh báo khủng hoảng tiền tệ xảy ra trong vòng 24 tháng tiếp theo. Kết quả cho thấy, dự trữ ngoại hối, t giá hối đoái, tín dụng trong nước, tín dụng cho khu vực công là những nhân tố chủ yếu dự báo khủng hoảng tiền tệ. Ngoài ra, các nhân tố như cán cân thương mại, tình hình xuất khẩu, tăng trưởng cung tiền, tăng trưởng GDP thực và thâm hụt ngân sách cũng là những nhân tố cảnh báo sớm khủng hoảng. Sachs, Tornell và Velasaco (1996) đã áp dụng phương pháp hồi quy tuyến tính các biến độc lập cho cuộc khủng hoảng đồng peso Mexico năm 1994. Tác giả đã sử dụng ba biến giải thích trong mô hình hồi quy tuyến tính, bao gồm: phần trăm tăng của (i) t giá hối đoái, (ii) t số nhu cầu của khu vực ngân hàng lên khu vực tư so với GDP, (iii) dự trữ ngoại hối, để xem xét liệu một quốc gia có đối mặt với khủng hoảng tiền tệ hay không. Biến phụ thuộc trong mô hình – chỉ số khủng hoảng, được đo lường bằng trung bình sự tụt giảm t giá đối với đồng đô la Mỹ và phần trăm thay đ i dự trữ ngoại hối. Kết quả chứng minh rằng sự kết hợp của t giá hối đoái tăng mạnh, cho vay quá mức và dự trữ ngoại hối quá thấp cùng với trách nhiệm ng n hạn của ngân hàng trung ương được sử dụng để giải thích cho khủng hoảng. Tuy nhiên, trái ngược với Krugman (1979) và Kaminsky et al (1998), trong nghiên cứu của mình, Sachs et al (1996) lại cho thấy rằng các nhân tố như tài khoản vãng lai, vốn và chính sách tài khoá lại không dự báo được khủng hoảng. Tóm lại, từ các mô hình thế hệ thứ ba và kết quả nghiên cứu thực nghiệm, có thể thấy rằng các nhân tố như t giá hối đoái, dự trữ ngoại hối, cán cân thương mại, tình hình xuất nhập khẩu, cung tiền và tăng trưởng GDP thực, lãi suất thực, tín dụng, cung tiền là những nhân tố cảnh báo sớm khủng hoảng. 3. Phương pháp và tiến trình nghiên cứu Trong bài viết này, để nghiên cứu và đánh giá khả năng xảy ra khủng hoảng tiền tệ của Việt Nam trong giai đoạn 2002 – 2012, chúng tôi thực hiện theo quy trình ba bước: Bước 1: Ước lượng chỉ số khủng hoảng – EMPI Bước 2: Xác định các dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng tiền tệ Bước 3: Ước lượng chỉ số t ng hợp và xác suất xảy ra khủng hoảng. 9
3. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG 3.1. Bước 1: Ước lượng chỉ số khủng hoảng tiền tệ EMPI Theo Heun và Schlink (2004), khủng hoảng tiền tệ được định nghĩa là một giai đoạn mà tiền tệ giảm giá nhanh chóng hay dự trữ ngoại hối quốc gia sụt giảm nghiêm trọng, hoặc cả hai. Tương tự như Goldstein, Kaminsky và Reinhart (2000), Edison (2000), chỉ số khủng hoảng tiền tệ (EMPI) được chúng tôi định nghĩa là trung bình của t lệ thay đ i t giá hối đoái, δet , và t lệ thay đ i dự trữ ngoại hối, δRt. Chỉ số này cho phép cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ. Với et là t giá hối đoái thời điểm t (số đơn vị nội tệ trên một đồng đô la Mỹ), Rt là dự trữ ngoại hối thời điểm t (đo lường bằng đồng đô la Mỹ), σδe là độ lệch chuẩn của t lệ thay đ i t giá hối đoái, và σδR là độ lệch chuẩn của t lệ thay đ i dự trữ ngoại hối. Khi đó, chỉ số khủng hoảng tiền tệ EMPI được đo lường như sau: Trong đó: và Do t lệ thay đ i t giá hối đoái tương quan thuận với khủng hoảng tiền tệ và t lệ thay đ i dự trữ ngoại hối tương quan nghịch với khủng hoảng tiền tệ, chỉ số khủng hoảng tiền tệ EMPI càng lớn thì khả năng xảy ra khủng hoảng càng cao. Theo Kaminsky, Lizondo và Reinhart (1998), khủng hoảng tiền tệ xảy ra khi chỉ số EMPI lớn hơn m lần độ lệch chuẩn cộng với giá trị trung bình. Cũng theo nghiên cứu này, m được lấy bằng 3, nghĩa là khủng hoảng tiền tệ xảy ra khi EMPI vượt mức ngưỡng bằng 3 lần độ lệch chuẩn cộng với giá trị trung bình. Gọi μEMPI là giá trị trung bình và σEMPI là độ lệch chuẩn của chỉ số khủng hoảng, thì khủng hoảng tiền tệ được định nghĩa như sau: 3.2. Bước 2: Xác định các dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng tiền tệ Dựa trên những nghiên cứu của Kaminsky, Lizondo và Reinhart (1998), Kaminsky và Reinhart (1999), chúng tôi cũng sử dụng 14 nhân tố ảnh hưởng thuộc 4 khoản mục để dự báo khủng hoảng tiền tệ. Bốn khoản mục này bao gồm: nhân tố thuộc cán cân vãng lai (current account indicators), nhân tố thuộc cán cân vốn (capital account indicators), nhân tố thuộc lĩnh vực thực (real sector indicators) và nhân tố thuộc lĩnh vực tài chính (financial sector indicators). 10
4. HỘI THẢO "NGÂN HÀNG VIỆT NAM: BỐI CẢNH VÀ TRIỂN VỌNG" Bảng 1: Các nhân tố cảnh báo khủng hoảng Khoản mục Nhân tố Định nghĩa và xử lí dữ liệu T giá hối đoái thực Độ lệch từ khuynh hướng (Real exchange rate) Xuất khẩu (Exports) T lệ thay đ i 12 tháng Cán cân vãng lai Cán cân thương mại T lệ thay đ i 12 tháng (Terms of trade) Nhập khẩu (Imports) T lệ thay đ i 12 tháng Dự trữ ngoại hối T lệ thay đ i 12 tháng (International reserves) Tỉ lệ M2/dự trữ ngoại hối Lần Cán cân vốn (M2/international reserves) T số lãi suất thực trong nước và Tỉ lệ giữa lãi suất thực của Việt nước ngoài (domestic/ foreign real Nam và lãi suất thực của Mỹ interest rate differential) Lĩnh vực thực GDP Tỉ lệ thay đ i trong 12 tháng Số nhân tiền tệ M2 (M2 multiplier) Tỉ lệ thay đ i trong 12 tháng Tín dụng trong nước/GDP danh Tỉ lệ giữa tín dụng trong nước và nghĩa (domestic credit/ nominal GDP danh nghĩa GDP) Lãi suất tiền gửi thực (Real interest Lãi suất tiền gửi danh nghĩa trừ đi rate on deposits) lạm phát Lĩnh vực tài chính T số giữa lãi suất cho vay và lãi Lần suất tiền gửi (Ratio of lending interest rate to deposit interest rate) Dư thừa cán cân M1 thực (Excess Cung tiền M1 sau khi giải phóng real M1 balances) lạm phát, trừ đi cầu tiền ước tính. [= M1x(1-CPI/100)- cầu tiền] Tiền gửi ngân hàng (Bank deposits) T lệ thay đ i trong 12 tháng Mô hình mà chúng tôi sử dụng để đánh giá ảnh hưởng của các nhân tố đến khủng hoảng tiền tệ là mô hình dựa vào các dấu hiệu khủng hoảng. Mỗi một nhân tố được phân tích độc lập để dự báo khủng hoảng tiền tệ. Nếu nhân tố vượt giá trị ngưỡng nhất định thì đó là dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng. Giả sử X là v c tơ của n nhân tố (với n = 14), thì Xt, j là ký hiệu cho giá trị của nhân tố j tại thời điểm t. Vì vậy, dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng ứng với mỗi nhân tố được xác định như sau: 11
5. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi kế thừa kết quả xác định ngưỡng theo Kaminsky và Reinhart (1999), Edison (2000) và Goldstein, Kaminsky và Reinhart (2000). Mức ngưỡng sử dụng là giá trị trung bình của ba nghiên cứu kể trên. Kết quả của các nghiên cứu trên được sử dụng vì những lí do sau: (i) giai đoạn nghiên cứu từ 2002 – 2012 là khá ng n và trong thời gian này, tại Việt Nam không xảy ra khủng hoảng tiền tệ nên không thể xác định chính xác ngưỡng theo mô hình Kaminsky và Reinhart (1999); (ii) các nghiên cứu trên được thực hiện trên bộ dữ liệu của 20 quốc gia, bao gồm 5 nước phát triển và 15 đang phát triển nên có tính t ng quát cao; (iii) kết quả của ba nghiên cứu gần giống nhau và độ lệch chuẩn rất nhỏ, vì vậy, sử dụng giá trị trung bình không làm thay đ i đáng kể kết quả. Theo Kaminsky và Reinhart (1999), tại tất cả các quốc gia, giá trị ngưỡng của mỗi nhân tố được xác định bằng phân vị của phân phối thực nghiệm. Vì vậy, giá trị ngưỡng tuyệt đối ở các quốc gia là khác nhau. ưu ý, có một số nhân tố khi vượt lên trên, cao hơn ngưỡng (upper) là dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng, trong khi đó, một số nhân tố khác có dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng là vượt xuống dưới, thấp hơn ngưỡng (lower). Bảng sau đây sẽ cung cấp cách so sánh với ngưỡng và giá trị ngưỡng của từng nhân tố. Bảng 2: Cách so sánh với ngưỡng và giá trị ngưỡng của các nhân tố. (Giá trị ngưỡng tính bằng phân vị của phân phối thực nghiệm) Nhân tố Cách so sánh với ngưỡng Giá trị ngưỡng T giá hối đoái thực Thấp hơn 0.10 Xuất khẩu Thấp hơn 0.10 Tỉ lệ M2/dự trữ ngoại hối Cao hơn 0.11 GDP Thấp hơn 0.11 Dư thừa cán cân M1 thực Cao hơn 0.09 Dự trữ ngoại hối Thấp hơn 0.12 Số nhân tiền tệ M2 Cao hơn 0.13 Tín dụng trong nước/GDP danh nghĩa Cao hơn 0.11 Cán cân thương mại Thấp hơn 0.13 Lãi suất tiền gửi thực Cao hơn 0.13 Nhập khẩu Cao hơn 0.10 T số lãi suất thực trong nước và nước ngoài Cao hơn 0.11 T số giữa lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi Cao hơn 0.17 Tiền gửi ngân hàng Thấp hơn 0.12 3.3. Bước 3: Ước lượng chỉ số tổng hợp và xác suất khủng hoảng 3.3.1. Chỉ số tổng hợp: Theo Kaminsky (1999) và Heun và Schlink (2004), nếu xuất hiện càng nhiều dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng thì xác suất xảy ra khủng hoảng tiền tệ càng lớn. Các mô hình trước đây sử dụng chỉ số t ng hợp để kết hợp các dấu hiệu của từng nhân tố riêng lẻ, để dự báo chính xác hơn khủng 12
6. HỘI THẢO "NGÂN HÀNG VIỆT NAM: BỐI CẢNH VÀ TRIỂN VỌNG" hoảng tiền tệ. Chỉ số t ng hợp các nhân tố, được đo lường bằng bình quân gia quyền dấu hiệu khủng hoảng của các nhân tố, với trọng số là nghịch đảo của tỉ lệ nhiễu – dấu hiệu1. Chỉ số t ng hợp St được xác định như sau: Trong đó: thể hiện nhân tố j vượt ngưỡng tại thời điểm t hay không. ωt là tỉ lệ nhiễu – dấu hiệu của nhân tố j. Tỉ lệ nhiễu – dấu hiệu được sử dụng trong bài nghiên cứu là giá trị trung bình kết quả của ba nghiên cứu (Kaminsky và Reinhart (1999), Edison (2000) và Goldstein, Kaminsky và Reinhart (2000)). 3.3.2. Xác suất khủng hoảng: Dựa trên chỉ số t ng hợp được tính toán ở mục 3.3.1, chúng tôi tiếp tục tính toán xác suất xảy ra khủng hoảng ở Việt Nam. Theo Kaminsky và Reinhart (1999), xác suất này được xác định bằng công thức sau: Tuy nhiên, do hạn chế thời gian nghiên cứu ng n và quy mô mẫu nhỏ, để ước lượng xác suất xảy ra khủng hoảng từ chỉ số t ng hợp, chúng tôi sử dụng bảng kết quả xác suất từ nghiên cứu của Kaminsky (1998) và Goldstein, Kaminsky and Reinhart (2000). Dãy giá trị của chỉ s t ng hợp được chuyển đ i tuyến tính sang xác suất có điều kiện, được cho ở bảng sau: Bảng 3: Xác suất xảy ra khủng hoảng tiền tệ tương ứng với chỉ số tổng hợp. Giá trị của chỉ số tổng hợp S Xác suất xảy ra khủng hoảng 0 – 0.8 0.10 0.8 – 1.5 0.22 1.5 – 2.3 0.18 2.3 – 3.1 0.21 3.1 – 3.8 0.27 3.8 – 5.4 0.33 5.4 – 6.9 0.46 6.9 – 9.2 0.65 9.2 – 11.5 0.75 Trên 11.5 0.96 1 Tỉ lệ nhiễu – dấu hiệu (noise – to – signal ratio) là tỉ lệ giữa dấu hiệu nhiễu và dấu hiệu tốt, trong đó: Dấu hiệu tốt (good signal): nhân tố vượt ngưỡng trong khoảng thời gian 24 tháng trước khi xảy ra khủng hoảng. Dấu hiệu nhiễu (false signal/noise): nhân tố vượt ngưỡng nhưng trong vòng 24 tháng không có xảy ra khủng hoảng. 13
7. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG 4. Kết quả nghiên cứu tại Việt Nam Chỉ số khủng hoảng tiền tệ EMPI được trình bày ở hình 1. Có thể thấy, trong giai đoạn 2002- 2012, EMPI của Việt Nam đều ở dưới ngưỡng, tức không có xảy ra khủng hoảng tiền tệ. Chỉ số EMPI chạm ngưỡng vào năm 2010. Đây là năm mà dự trữ ngoại hối của Việt Nam giảm 24%, t giá thực trượt ra khỏi khuynh hướng -2,8%. Bảng 4 cho thấy, năm 2010 là năm mà nền kinh tế Việt Nam có đến 4 dấu hiệu khủng hoảng. Đó là dự trữ ngoại hối và t lệ M2/dự trữ ngoại hối vượt ngưỡng; số nhân tiền tệ M2 cao vượt ngưỡng; t lệ giữa tín dụng trong nước/GDP tăng đến mức 224,7%, mức cao nhất trong vòng 10 năm. Trong hai năm tiếp theo, dự trữ ngoại hối của Việt Nam tăng trong đó năm 2012, dự trữ ngoại hối tăng gần 89%. Điều này đã góp phần làm giảm chỉ số khủng hoảng tiền tệ xuống còn -1,42% trong năm 2012. Hình 1. Chỉ số khủng hoảng tiền tệ EMPI của Việt Nam trong giai đoạn 2002 – 2012. Hình 2: Chỉ số tổng hợp (Composite index) của Việt Nam giai đoạn 2002 - 2012 ( Nguồn: Tính toán của các tác giả từ số liệu của ADB và World Bank) 14
8. HỘI THẢO "NGÂN HÀNG VIỆT NAM: BỐI CẢNH VÀ TRIỂN VỌNG" Bảng 4: Bảng tổng hợp dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng của các nhân tố và chỉ số tổng hợp giai đoạn 2002 - 2012 Tỉ lệ 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 nhiễu - dấu hiệu (ωt) T giá hối đoái 0 0 0 0 0 0 0 1 0 0 0 0,21 thực Xuất khẩu 0 0 0 0 0 0 1 0 0 0 0 0,48 Tỉ lệ M2/dự trữ 0 0 0 0 0 0 0 0 1 0 0 0,51 ngoại hối GDP 1 0 0 0 0 0 0 1 0 0 0 0,55 Dư thừa cán cân 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 0,56 M1 thực Dự trữ ngoại hối 0 0 0 0 0 0 0 1 1 0 0 0,57 Số nhân M2 0 0 0 0 0 1 0 0 1 0 0 0,7 Tín dụng trong nước/GDP danh 0 0 0 0 0 0 0 1 1 0 0 0,64 nghĩa Cán cân thương 1 0 0 0 0 1 0 0 0 0 0 0,76 mại LS tiền gửi thực 1 1 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0,74 Nhập khẩu 0 0 0 0 0 1 0 0 0 0 0 1,08 Tỉ số LS thực trong nước và 0 0 0 0 0 0 0 1 0 0 1 1,06 nước ngoài T số giữa LS cho vay và LS 0 0 1 1 0 0 0 0 0 0 0 1,77 tiền gửi Tiền gửi NH 1 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 1,19 Chỉ số tổng hợp 5,33 1,35 0,56 0,56 0,00 3,67 2,08 10,84 6,71 0,00 3,57 Xác suất xảy ra 0,33 0,22 0,1 0,1 0,1 0,27 0,18 0,75 0,46 0,1 0,27 khủng hoảng ( Nguồn: Tính toán của các tác giả từ số liệu của ADB và World Bank) 15
9. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG Hình 3: Xác suất xảy ra khủng hoảng tại Việt Nam giai đoạn 2002 - 2012 ( Nguồn: Tính toán của các tác giả từ số liệu của ADB và World Bank) Bảng 4 và hình 2, 3 lần lượt trình bày các dấu hiệu khủng hoảng, chỉ số t ng hợp và xác suất khủng hoảng tại Việt Nam. Có thể thấy, các năm 2002, 2009 và 2010 là những năm xác suất xảy ra khủng hoảng tương đối cao. Năm 2002, nền kinh tế toàn cầu tăng trưởng chậm lại. Nguyên nhân chủ yếu là do sau cuộc sụt giá nặng nề của các c phiếu trong ngành công nghệ thông tin và viễn thông từ tháng 3/2000 và sau sự kiện khủng bố tại Mỹ vào ngày 11/9/2001, nền kinh tế Mỹ tăng chậm lại đáng kể, các nước châu Âu tăng trưởng ở mức vừa phải. Việt Nam cũng chịu ảnh hưởng không nhỏ bởi sự suy thoái kinh tế thế giới giai đoạn này. Theo bảng t ng hợp các dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng, năm 2002, tại Việt Nam có đến 4 nhân tố vượt ngưỡng, bao gồm GDP, cán cân thương mại, lãi suất tiền gửi thực và tiền gửi ngân hàng. Cụ thể, cán cân thương mại năm 2002 thâm hụt đến -1.985,59 triệu đô la, GDP thực tăng trưởng chậm lại, tăng trưởng tiền gửi ngân hàng chỉ đạt mức 20%, thấp hơn nhiều so với những năm trước đó. Các dấu hiệu này góp phần làm cho xác suất xảy ra khủng hoảng tại Việt Nam năm 2002 lên đến mức 33%. Sau giai đoạn n định kinh tế 2003 – 2006, năm 2007, xác suất xảy ra khủng hoảng tại Việt Nam tăng lên 27%, đó là do sự xuất hiện ba dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng của nhân tố nhập khẩu, cán cân thương mại và số nhân tiền tệ M2. Năm 2007 là năm đầu tiên Việt Nam trở thành thành viên WTO, mở ra nhiều cơ hội mới. Tuy nhiên, thách thức lớn nhất trong thực thi chính sách tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước năm 2007 đó là nhập siêu ở mức cao làm thâm hụt cán cân thương mại ở mức 10.204 triệu đô la; dòng vốn đầu tư nước ngoài tăng mạnh, lạm phát có xu hướng tăng mạnh trong bối cảnh kinh tế và thị trường tài chính quốc tế có nhiều biến động gây sức p đối với điều hành t giá và việc kiểm soát t ng phương tiện thanh toán và tín dụng. Từ đầu năm 2008, NHNN đã sử dụng tất cả các công cụ CSTT theo hướng th t chặt để kiềm chế lạm phát: (i) tăng t lệ dự trữ b t buộc và mở rộng diện tiền gửi phải dự trữ b t buộc ở tất cả các kỳ hạn; (ii) Phát hành b t buộc 20.300 t đồng tín phiếu NHNN và quy định các tín phiếu NHNN không được sử dụng để vay tái cấp vốn tại NHNN; (iii) Lãi suất cơ bản được điều chỉnh lên mức 12 rồi 14%. Hệ thống lãi suất điều hành gồm cặp lãi suất tái cấp vốn cũng được điều chỉnh 16
10. HỘI THẢO "NGÂN HÀNG VIỆT NAM: BỐI CẢNH VÀ TRIỂN VỌNG" tăng lên 15% và 13%; (iv) Khống chế hạn mức tín dụng và yêu cầu kiểm soát chặt những lĩnh vực cho vay có rủi ro cao, đặc biệt cho vay đầu tư kinh doanh chứng khoán và bất động sản Năm 2008, tuy nền kinh tế thế giới đang suy thoái do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính Mỹ nhưng nhờ những chính sách linh hoạt và kịp thời nêu trên, xác suất khủng hoảng của Việt Nam không những không tăng mà giảm xuống còn 0,18%. Cuối năm 2008, đầu năm 2009, do tác động mạnh và trực tiếp từ cuộc khủng hoảng tài chính và suy thoái kinh tế toàn cầu, kinh tế Việt Nam bước vào suy giảm. Hình 2 và 3 đã cho thấy đầu năm 2009 và năm 2010, xác suất xảy ra khủng hoảng tại Việt Nam là cao nhất, đạt 75% (2009) và 46% (2010), phù hợp với kết quả tính toán EMPI. Đối chiếu với bảng 4, trong năm 2009 có đến năm nhân tố vượt ngưỡng, bao gồm: t giá hối đoái, đầu ra thực (GDP), dự trữ ngoại hối, t lệ giữa tín dụng nội địa so với GDP, t số giữa t giá thực trong nước với t giá thực nước ngoài, đã góp phần đẩy xác suất xảy ra khủng hoảng tăng cao nhất trong suốt thời gian nghiên cứu. Đầu năm 2009, để ứng phó với cuộc suy giảm toàn cầu, duy trì tăng trưởng kinh tế, chính phủ Việt Nam đã tung ra các gói kích cầu với t ng giá trị khoảng 150.000 t VND bao gồm: hỗ trợ lãi suất 4%, hỗ trợ tiêu dùng, hỗ trợ đầu tư và hỗ trợ đầu tư cho các công trình xây dựng cơ bản. Việc liên tiếp tung ra các gói kích cầu cũng như tung ngoại tệ ra bán nhằm bình n t giá hối đoái đã làm cho dự trữ ngoại hối năm 2009 giảm 31%. Bên cạnh đó, các gói tín dụng này đã góp phần làm t lệ tín dụng trong nước trên GDP vượt ngưỡng. Lãi suất tăng cao cũng là nhân tố làm tăng xác suất khủng hoảng. Kết quả là xác suất khủng hoảng của Việt Nam tăng vọt. Điều này cho thấy, việc kích thích kinh tế thông qua các góp kích cầu như con dao hai lưỡi. Nếu những gói tín dụng này không được sử dụng đúng mục đích sẽ gây hậu quả khôn lường. Tuy nhiên, các gói giải pháp kích cầu đã thu được những kết quả đáng khích lệ, tạo ra “cú hích” cho nền kinh tế đang trong tình trạng trì trệ và suy giảm, được xã hội đồng thuận và đánh giá cao. Do đó, sang năm 2010, xác suất xảy ra khủng hoảng đã giảm xuống còn 46% và đến năm 2011 là 10%. Xác suất khủng hoảng của Việt Nam năm 2012 tuy thấp nhưng tăng so với năm 2011, từ 10% năm 2011 lên dến 27% năm 2012 do 3 nhân tố cơ bản là dư thừa cung tiền thực M1 cao, lãi suất thực cao một cách tương đối so với lãi suất thực nước ngoài và tăng trưởng huy động tiền gửi thấp. Cụ thể, tăng trưởng huy động tiền gửi chỉ đạt 9% trong năm 2012, cung tiền M1 thực dư thừa đến 346323.7908 t VNĐ và lãi suất thực của Việt Nam cao gấp lãi suất thực của Mỹ đến 1,55 lần. 5. Kết luận và kiến nghị Trong suốt giai đoạn nghiên cứu từ năm 2002 đến năm 2012, kinh tế Việt Nam vẫn chưa thực sự xảy ra khủng hoảng mà chỉ chịu tác động lây lan từ cuộc khủng hoảng tài chính thế giới năm 2008. Điều này thể hiện rõ qua chỉ số t ng hợp khủng hoảng và xác suất khủng hoảng của Việt Nam tăng cao vào năm 2009 và 2010 khi khủng hoảng kinh tế thế giới lên đến đỉnh điểm. Sự ứng phó kịp thời của chính phủ bằng việc tung ra các gói kích cầu đã kìm hãm sự suy thoái kinh tế, đẩy xác suất khủng hoảng xuống còn 10% năm 2011. Tuy nhiên đến năm 2012, xác suất khủng hoảng lại đẩy lên 27%, bộc lộ bản chất yếu kém của nền kinh tế Việt Nam. Các dấu hiệu chủ yếu của khủng hoảng tiền tệ Việt Nam trong giai đoạn vừa qua là dư thừa cung tiền thực M1, tăng trưởng tiền gửi huy động thấp, lãi suất thực cao, suy giảm dự trữ ngoại hối, tín dụng tăng trưởng nóng. Năm 2012, xác suất khủng hoảng có dấu hiệu tăng trở lại do cung tiền thực M1 dư thừa, lãi suất thực cao, và tăng trưởng huy động thấp. Do đó, chính phủ và Ngân hàng Nhà nước Việt Nam cần phải có chính sách phù hợp nhằm vừa kiểm soát cung tiền, lãi suất vừa đảm bảo mức tăng trưởng huy động hợp lý. Đây là một bài toán khó vì các chính sách kiểm soát cung tiền có thể gây 17
11. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG tác động tiêu cực đến tăng trưởng huy động. Bài toán này chỉ có thể giải quyết được khi nền kinh tế vận hành tốt, tăng trưởng kinh tế n định. Nghiên cứu này được thực hiện cho giai đoạn 2002-2012, đây cũng là giai đoạn Việt Nam có nhiều biến động nên kết quả nghiên cứu có thể cho chúng ta được cái nhìn t ng quát về khả năng xảy ra khủng hoảng của Việt Nam. Tuy nhiên, do chúng tôi gặp nhiều hạn chế trong việc thu thập số liệu quý nên dữ liệu sử dụng là dữ liệu năm. Việc tính ngưỡng từ phân vị thực nghiệm của Kaminsky và Reinhart (1999) với mẫu chỉ có 11 quan sát có thể bị ảnh hưởng. Trong tương lai, chúng tôi hy vọng có thể tiếp tục nghiên cứu này với mẫu nghiên cứu lớn hơn và nghiên cứu cho các nước ASEAN. DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Edison, H.J., 2000, Do Indicators of Fiancial Crises work? An Evaluation of an Early Warning System, International Financial Discussion Paper No.675 (Board of Governors of Federal Reserve System, Washington) [2] Heun, M., and Schlink, T., 2004, Early warning systems of financial crises - implementation of a currency crisis model for Uganda, HfB - Business School of Finance & Management . [3] Kaminsky, G. L., 1999, Currency and Banking Crises: The Early Warnings of Dis-tress, Working Paper (George Washington University, Washington) [4] Kaminsky, G. L., S. Lizondo, and C. M. Reinhart, 1998, The Leading Indicators of Currency Crises, International Monetary Fund Staff Papers. [5] Kaminsky, G.L., and Reinhart , C.M, 1996, The twin crises: The causes of Bnaking and Balance of payment problems, International Finance Disscussion paper No.54 ( Washington: Board of Governors of the Fedearal Reserve system, March) [6] Kaminsky, G.L., and Reinhart , C.M, 1999, The twin crises: The causes of Bnaking and Balance of payment problems, American Economics Review, June 1999, 473 -500 [7] Krugman, P., 1979, A model of Balance-of-payment crsies, Journal of Money, Credit and Banking, Vol 11 (August), pp. 311-25 [8] Goldstein, M., Kaminsky, G.L., and Reinhart, C.M., 2000. Assessing Financial Vulnerability: An early warning system for emerging market. Institute for Intenational Econmics, Washington. [9] Obstfeld, M., 1986, Rational and Self-fulfilling Balance-of-payment crises, American Economic Review 76, No.1, 72-81 [10] Sachs, Tornell and Velasaco, 1996, Financial Crises in Emerging markets: The lesson from 1995, Brookings papers on Economic Activity:1, Brookings Institution, pp. 147-215. 18