Mối quan hệ với khả năng thăng tiến trong công việc

Số 268, tháng 10/2019

Mục lục

Hiệu lực của chính sách an tồn vĩ mơ tới sự ổn định của thị trường ngoại hối tại Việt Nam

Phạm Thị Hồng Anh 2
Vai trị của tỷ giá CNY: Kênh dẫn tác động tràn chính sách tiền tệ Trung Quốc đến Châu Á
và Việt Nam

Phạm Thị Tuyết Trinh, Bùi Thị Thiện Mỹ, Lê Phan Ái Nhân 11
Quản trị lợi nhuận và quyết định khu vực sáp nhập ở Việt Nam

Đặng Hữu Mẫn, Hoàng Dương Việt Anh, Lê Thùy Dung 23
Đặc điểm hội đồng quản trị và thông tin bất cân xứng: ảnh hưởng điều tiết của loại hình
doanh nghiệp

Phan Bùi Gia Thủy, Nguyễn Trần Phúc, Ngô Vi Trọng 33

Ảnh hưởng của phương pháp chọn mẫu đối với kết quả dự báo khó khăn tài chính cho các
công ty niêm yết

Vũ Thị Loan, Đinh Hồng Linh, Nguyễn Thu Nga 43

Vận dụng kế toán quản trị trong doanh nghiệp: các nhân tố tác động và ảnh hưởng của nó
đến hiệu quả kinh doanh

Nguyễn Thu Hiền 51

Các yếu tố ảnh hưởng đến sự tham gia của người dân trong xây dựng nông thôn mới tại
huyện Việt Yên, tỉnh Bắc Giang

Mai Thị Huyền, Nông Hữu Tùng, Nguyễn Thị Ngọc Mai 61
Ảnh hưởng của mối quan hệ quen biết tới cơ hội thăng tiến của nhân viên trong khu vực
công tại thành phố Cần Thơ

Nguyễn Thị Phương Dung 71
Kết nối cung - cầu tín dụng chính thức nhằm thúc đẩy quá trình tái cơ cấu ngành nông
nghiệp trên địa bàn tỉnh Yên Bái

Đỗ Xuân Luận, Đỗ Minh Khang 82

Số 268 tháng 10/2019 1

HIỆU LỰC CỦA CHÍNH SÁCH AN TỒN VĨ MÔ
TỚI SỰ ỔN ĐỊNH CỦA THỊ TRƯỜNG NGOẠI HỐI

TẠI VIỆT NAM

Phạm Thị Hoàng Anh
Học viện Ngân hàng
Email:

Ngày nhận: 16/4/2019
Ngày nhận bản sửa: 14/6/2019
Ngày duyệt đăng: 05/10/2019

Tóm tắt:
Nghiên cứu tập trung đánh giá hiệu lực của chính sách an tồn vĩ mơ qua kênh các công cụ
liên quan đến ngoại hối cho chuỗi dữ liệu theo tháng giai đoạn 2007-6/2018 tại Việt Nam.
Mơ hình hồi quy đơn cho thấy một số công cụ như quy định tỷ lệ trạng thái ngoại tệ mở trên

vốn tự có, dự trữ bắt buộc đối với tiền gửi ngoại tệ đã phát huy được hiệu lực truyền dẫn tới
sự ổn định của thị trường ngoại hối Việt Nam. Trong khi đó, các cơng cụ hạn chế đối tượng
cho vay ngoại tệ, kết hối ngoại tệ lại chưa phát huy được tính hiệu lực. Mặc dù vậy, nghiên
cứu cũng tìm ra bằng chứng cho thấy kích hoạt đồng thời các công cụ sẽ làm tăng khả năng
hỗ trợ trong nâng cao hiệu lực truyền dẫn chính sách an tồn vĩ mô tại Việt Nam.
Từ khóa: Hiệu lực, ngoại hối, chính sách an tồn vĩ mơ, Việt Nam.
Mã JEL: E52, F31, E47.

The effectiveness of macroprudential policy in foreign exchange market stability:
The case of Vietnam
Abstract:
The paper aims at assessing effectiveness of macroprudential policy (MaPP)
through channels related to foreign exchange in Vietnam, based on the monthly data
period 2007 - June 2018. The Ordinary least squares model suggested that MaPP
instruments such as ratio of net open position in foreign exchange over equity and
reserve requirements for foreign currency deposits were effective in stabilizing the
foreign exchange market in Vietnam. On another hand, surrender requirements
and restrictions to entities that could borrow foreign currency were found not to be
effective during 2007-June 2018. However, the study provided empirical evidence that
a comprehensive package of measures activated simultaneously could enhance the
effectiveness of macroprudential policy in Vietnam.
Keywords: Effectiveness, foreign exchange, macroprudential policy, Vietnam.
JEL code: E52, F31, E47.

Số 268 tháng 10/2019 2

1. Giới thiệu ngày càng được các nhà hoạch định chính sách, các
nhà khoa học quan tâm, chú ý hơn. Cụ thể, ngân
Cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu 2008-2009 hàng trung ương nhiều quốc gia đã kích hoạt nhiều
cho thấy thị trường tài chính tiền tệ thế giới đang nhóm cơng cụ khác nhau, trong đó tập trung vào

thiếu một khung chính sách cần thiết để giúp dự báo nhóm các cơng cụ về tiêu chuẩn tín dụng và tiêu
và ứng phó với những mất cân đối về tài chính bất chuẩn vốn. Tuy nhiên, đối với các nền kinh tế có
ngờ xảy ra và gây ra những hậu quả kinh tế vĩ mô dư nợ vay ngoại tệ và thị trường ngoại hối nhiều
nghiêm trọng. Để duy trì sự ổn định của hệ thống, biến động thì ngân hàng trung ương có xu hướng sử
các tổ chức tài chính tiền tệ quốc tế và ngân hang dụng thêm các công cụ liên quan đến ngoại hối như
trung ương các nước phải xây dựng và ứng dụng tại các nền kinh tế mới nổi châu Á, châu Mĩ La tinh
khung chính sách an tồn vĩ mơ phù hợp, đồng thời hoặc các nền kinh tế chuyển đổi tại Đông − Trung
phải nâng cao tính hiệu lực của chúng để có thể giúp Âu. Đó là các công cụ: (i) Hạn chế đối với các thể
ổn định hệ thống tài chính. chế có thể vay các khoản vay bằng ngoại tệ từ các
ngân hàng (ví dụ như các thể chế có doanh thu là
Tại Việt Nam, tỷ giá đô la Mỹ trên đồng Việt Nam ngoại tệ); (ii) Áp dụng tỷ lệ dự trữ bắt buộc phản
(USD/VND) là một biến số gây sự chú ý đặc biệt chu kì và đối với tiền gửi ngoại tệ; (iii) Giới hạn về
của các nhà hoạch định chính sách, các nhà nghiên chênh lệch tiền tệ trên toàn hệ thống, (iv) Giới hạn
cứu cũng như giới đầu tư khi liên tục có những biến về trạng thái ngoại tệ mở trên vốn tự có; (v) Kết
động, gây nên những bất ổn về kinh tế vĩ mô, gây bất hối ngoại tệ. (Glocker & Towbin, 2012; Tobal, 2014;
ổn thị trường. Để bình ổn tỷ giá và thị trường ngoại Brozoza-Brzezina & cộng sự, 2015; Terrier & cộng
hối, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã phải thực thi sự, 2011; Tovar & cộng sự, 2012; Lim & cộng sự,
rất nhiều những công cụ trong đó có cả các cơng cụ 2013; Aguirre & Repetton, 2017; Claessens & cộng
chính sách tiền tệ, và các cơng cụ của chính sách an sự, 2013; Fendoglu, 2017).
tồn vĩ mơ. Do đó, tính hiệu lực của các cơng cụ đã
được kích hoạt sẽ tác động như thế nào tới mục tiêu Vấn đề quan trọng nhất khi kích hoạt các cơng
cuối cùng là ổn định tài chính vẫn là một câu hỏi cần cụ đó chính là đánh giá hiệu lực truyền dẫn của các
được quan tâm và giải đáp. công cụ này tới mục tiêu cuối cùng đó chính là giảm
thiểu nguy cơ rủi ro hệ thống, qua đó ổn định hệ
Nghiên cứu tập trung đánh giá hiệu lực của chính thống tài chính. Tuy nhiên, có thể thấy hiện có khá
sách an tồn vĩ mơ qua kênh các cơng cụ liên quan ít các nghiên cứu đánh giá hiệu lực của chính sách
đến ngoại hối cho chuỗi dữ liệu theo tháng giai đoạn an tồn vĩ mơ, đặc biệt là hiệu lực qua kênh công cụ
2007-6/2018 tại Việt Nam. Ngoài phần giới thiệu, liên quan đến ngoại hối. Trên thực tế, khi đánh giá
bài nghiên cứu được kết cấu thành bốn phần như tác động của nhóm cơng cụ chính sách an tồn vĩ mơ
sau. Sau tổng quan nghiên cứu, tác giả tập trung giới liên quan đến ngoại hối tới mục tiêu rủi ro hệ thống,

thiệu mơ hình và phương pháp nghiên cứu để đánh các nghiên cứu trước đây thường được kiểm chứng
giá tính hiệu lực của chính sách an tồn vĩ mơ qua thông qua tác động tới hai mục tiêu trung gian đó
kênh các công cụ liên quan đến ngoại hối. Dựa trên là (i) tác động tới tỷ giá (Glocker & Towbin, 2012;
mơ hình hồi quy đơn, phần bốn của nghiên cứu tập Tobal, 2014; Brozoza-Brzezina & cộng sự, 2015);
trung vào phân tích và nhận định các kết quả thu (ii) tác động đến tăng trưởng tín dụng, đặc biệt là
được từ chuỗi dữ liệu theo tháng giai đoạn 2007- tín dụng ngoại tệ (Terrier & cộng sự, 2011; Tovar
2018 tại Việt Nam. Phần cuối của nghiên cứu là các & và cộng sự, 2012; Lim & cộng sự, 2013; Aguirre
khuyến nghị chính sách nhằm nâng cao tính hiệu lực & Repetton, 2017; Claessens & cộng sự, 2013;
của chính sách an tồn vĩ mơ tới bình ổn thị trường Fendoglu, 2017).
ngoại hối tại Việt Nam.
Các nghiên cứu trước đây tìm ra được các kết
2. Tổng quan nghiên cứu luận tương đối khác nhau về tác động của các công
cụ này đối với mục tiêu trung gian thứ nhất. Cụ thể,
Chính sách an tồn vĩ mô (Macroprudential nghiên cứu của Tobal (2014) đã tổng hợp tất cả các
policies) được xem như việc xây dựng khuôn khổ cơng cụ chính sách an tồn vĩ mơ liên quan đến
và việc sử dụng các cơng cụ an tồn để hạn chế rủi ngoại hối tại các quốc gia Mĩ La tinh. Nghiên cứu
ro hệ thống tài chính nhằm đạt được mục tiêu cuối cho rằng giảm chênh lệch về các loại tiền trong bảng
cùng là ổn định tài chính. Kể từ sau cuộc khủng
hoảng tài chính tồn cầu, chính sách an tồn vĩ mơ

Số 268 tháng 10/2019 3

tổng kết tài sản của các ngân hàng thương mại đóng khác với các nghiên cứu trên thế giới trước đây,
vai trị quan trọng trong việc bình ổn tỷ giá trên thị nghiên cứu này sử dụng chỉ số áp lực trên thị trường
trường ngoại hối. Ngồi ra, các cơng cụ khác như ngoại hối (Exchange Market Pressure - EMP) để đo
giảm chênh lệch kì hạn giữa các loại tiền, giảm thiểu lường sự ổn định của thị trường ngoại hối tại Việt
thâm hụt cán cân vãng lai,…có tác động khá tích cực Nam – được coi là biến số phụ thuộc trong mơ hình
đến thị trường ngoại hối tại các quốc gia Mĩ La Tinh. định lượng. Biến chênh lệch tỷ giá chính thức và tỷ
Trong khi đó, nghiên cứu của Brozoza-Brzezina & giá tự do được sử dụng để đo lường tính nhất quán
cộng sự (2015) tìm ra bằng chứng thực nghiệm cho và tin cậy của mơ hình lựa chọn. Thứ ba, do các cơng

thấy tính hiệu lực trong thực thi chính sách giám sát cụ liên quan đến ngoại hối được kích hoạt tại Việt
an tồn vĩ mơ trong giai đoạn 2000-2012 tại Ba Lan Nam là khá đa dạng và được ít quốc gia trên thế giới
là khá yếu tới sự ổn định của tỷ giá cũng như lãi suất. sử dụng như hạn chế đối tượng vay ngoại tệ, kết hối
Sử dụng số liệu của hệ thống ngân hàng thương mại ngoại tệ, và áp lãi suất trần đối với tiền gửi ngoại tệ.
tại Brazil, nghiên cứu của Glocker & Towbin (2012) Chính vì vậy, nghiên cứu này đóng góp thêm bằng
đã phân tích tác động của việc nới lỏng/thắt chặt tỷ chứng thực nghiệm đối với tổng quan nghiên cứu về
lệ dự trữ bắt buộc đối với cả tiền gửi nội tệ và ngoại tính hiệu lực của các công cụ liên quan đến ngoại hối
tệ tới giảm thiểu rủi ro hệ thống trong cả dài hạn và tại các nền kinh tế mới nổi châu Á như Việt Nam.
ngắn hạn. Thông qua mơ hình SVAR (Mơ hình tự
hồi quy véctơ dạng cấu trúc), nghiên cứu đã tìm ra 3. Mơ hình và phương pháp nghiên cứu
bằng chứng cho thấy khi ngân hàng trung ương nâng
tỷ lệ dự trữ bắt buộc sẽ giảm áp lực tới tỷ giá trên thị Để đánh giá tác động của chính sách an tồn vĩ
trường ngoại hối. mô tới sự ổn định của thị trường ngoại hối tại Việt
Nam, dựa trên nghiên cứu của Eichengreen & cộng
Đối với mục tiêu trung gian thứ hai, nghiên cứu sự (1996) và Weymark (1997), Cerutti và cộng sự
của Aguirre & Repetton (2017) dựa trên dữ liệu tín (2015), nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy đơn
dụng của hệ thống ngân hàng tại Argentina trong dựa trên khung đánh giá cụ thể như sau:
giai đoạn 2009-2014 đã đi một kết luận đó là khi
kích hoạt hoặc thắt chặt giới hạn tỷ lệ trạng thái Chính sách an tồn vĩ mơ có liên quan đến ngoại
ngoại tệ trên vốn tự có sẽ có tác động tích cực tới hối bị thắt chặt → Sẽ làm giảm cầu ngoại tệ và tăng
chu kì tín dụng cũng như tăng trưởng tín dụng tại cung ngoại tệ trong nền kinh tế → Giảm áp lực giảm
quốc gia này. Nghiên cứu của Tovar & cộng sự giá nội tệ → Giảm nguy cơ bất ổn/rủi ro hệ thống,
(2012) cho rằng việc giới hạn tỷ lệ trạng thái ngoại đặc biệt là những biến động trên thị trường ngoại
tệ mở trên vốn tự có tại các ngân hàng thương mại hối. Vì vậy, mơ hình được mơ tả dưới dạng đơn giản
đã kiềm chế tăng trưởng tín dụng tại năm quốc gia như sau (Zhang & Zoli, 2014):
châu Mĩ La Tinh, trong giai đoạn tháng 1/2003 đến
tháng 4/2011. Trước đó, nghiên cứu của Lim & cộng Yt = ∝ + β1Yt-1 + β2CPIt + β3DELTARt + β4TBt +
sự (2013) cùng đã áp dụng mơ hình dữ liệu bảng cho β5RESt + β6MAPP1t + β7MAPP2at + β8MAPP3t +
giai đoạn 2000-2010 cho các nhóm quốc gia khác
nhau và tìm ra bằng chứng thực nghiệm cho thấy β9MAPP4at + β9MAPP5t + ut (1)

công cụ hạn chế sự bùng nổ của tín dụng ngoại tệ, Yt = ∝ + β1Yt-1 + β2CPIt + β3DELTARt + β4TBt +
và tỷ lệ dự trữ bắt buộc đối với tiền gửi ngoại tệ đã
góp phần hạn chế chu kì tín dụng cũng như đòn bẩy β5RESt + β6MAPPIndext + ut (2)
trong hệ thống ngân hàng. Kết luận tương tự được Các số liệu trong mơ hình được thu thập theo
chứng minh trong các nghiên cứu của Claessens & tháng cho giai đoạn từ tháng 1/2007 đến tháng 6
cộng sự (2013), Fendoglu (2017). năm 2018 – tổng cộng 138 quan sát. Các nguồn dữ
liệu bao gồm: Tổng cục Thống kê, Thống kê Tài
Nghiên cứu này có một số điểm mới so với các chính quốc tế, www.vietcombank.com.vn (tỷ giá tại
nghiên cứu trước đây như sau. Thứ nhất, theo hiểu các ngân hàng thương mại), tỷ giá trên thị trường
biết của tôi, đây là nghiên cứu đầu tiên tại Việt Nam tự do, tỷ giá bình quân trên thị trường ngoại tệ liên
đánh giá tính hiệu lực của chính sách an tồn vĩ mơ ngân hàng (từ tháng 1/2016 là tỷ giá trung tâm), các
tại Việt Nam qua kênh các công cụ liên quan đến văn bản pháp lý của Ngân hàng Nhà nước (thu thập
ngoại hối trong giai đoạn 2007-6/2018. Thứ hai, từ www.sbv.gov.vn).

Trong đó:

- Sự ổn định của thị trường ngoại hối (Y) được đo

Số 268 tháng 10/2019 4

(Zhang & Zoli, 2014):

β∝3D+EβL1YTtA-1 +Rtβ+2CβP4ITt +Bβt 3+DEβL5RTEASRttY++tββ=46TM∝BAt++PββP15YIRnEtd-1Se+tx+tβ+β26CMuPtA(I2tP)+P1βt 3+DβE7MLTAAPPR2ta+t +ββ48TMBAt P+Pβ3t5R+ ESt + β6MAPPIndext + ut (2)

ập theo tháng cho Cgiáaci đsốoạβlni9ệMutừAtPrtohPná4ngatgm+1βơ/92Mh0ì0An7hPPđ5ếưtnợ+ctuhttáh(n1ug) th6ậnpătmhe2o0t1h8áng cho giai đoạn từ tháng 1/2007 đến tháng 6 năm 2018

dữ liYệut =b∝ao+gβồ1Ymt-:1 +T–ổβt2nổCgnPgcItụ+ccộβnT3DghEố1Ln3Tg8AkqRêu,ta+Tnβhs4ốáTntB.gtC+káêβc5TRnàEgiSuctồ+hníβnd6hMữ qAliuPệốuPcIbntdaếeo,xtg+ồmut :(2T) ổng cục Thống kê, Thống kê Tài chính quốc tế,

cláiệcuntrgônng hmàơnghìnthưđơưwnợwgc wtmh.uvạith)e,ậtcptỷotmhgeibốattnhrákên.ncgotchmhịo.tvrgnưiaờ(itnđỷgogạtniựátừdtạotih, áctnỷágcg1ni/ág20âb0nìn7hđàếnngthtáhnưgơ6ngnămmạ2i0),18tỷ giá trên thị trường tự do, tỷ giá bình
lường bằng 2 biến số đại diện: động của thị trường ngoại hối): Chỉ số này được sử

chộànngg13(t8ừqtuhấnnsgát1. /C2qá0cu1ân6nglutàồrêntỷndgữthiálịiệttrurưubờnangogtgâồnmmgo):,ạTciổátnệcglvciăêụnc bTnảghnốânnpghkáàêpn,gTlýh(tốcừnủgtahkáênTgà1i /c2h0ín1h6qlốtcỷtếg,iá trung tâm), các văn bản pháp lý của
ietcombank.com.vn+(tỷCghiỉástốại ácpáclnựgcântrhêànntghtịhtưrơưnờgnmgạni)g, otỷạigiháốtirê-nEthMị tPrườngdụtựngdot,rtoỷnggiácbáìcnhnghiên cứu Eichengreen & cộng sự
w.sbv.gov.vn). Ngân hàng Nhà nước (thu thập từ www.sbv.gov.vn)(.1996), Takagi & Phạm (2011) để đo lường mức độ
(Exchange market pressure): Chỉ số áp lực thị trường
ên thị trường ngoại tệ liên ngân hàng (từ tháng 1/2016 là tỷ giá trung tâm), các văn bản pháp lý của
àng Nhà nước (thnugtohTạậiprohtừnốgiwđđwoów:.lsưbờvn.ggovm.vứnc). chênh lệch giữa cung cầu ổn định của thị trường ngoại hối. Chênh lệch được
của một tiền tệ trên thị trường ngoại hối. Mức chênh xác định bằng cách lấy chênh lệch giữa tỷ giá trên
đYó): được đo lường -bằSnựgổ2nbđiịếnnhscốủđaạtihdị itệrnư:ờng ngoại hối (Y) được đo lường bằng 2 biến số đại diện:
lệch cung cầu đối với tiền tệ của một quốc gia trên thị trường tự do (lấy số liệu tỷ giá bán trên thị trường
đhịốnhi c-ủEaMthịPtr(ưEờtxnhgcịhnt+argưnoCờgạinhehgỉmốsiqốa(urYốká)cepđttưlếpựợrcccehđstírosnêulhnrưeờbt)nhằ:gnịCgbthrằcưnỉhgờsêốn2ngbháipnếlnệglcoựshốạciđgtạhiiữốịdaitiệrt-ưnổ:EờnngMgP t(ựExdcohHanàgNeộmi)avràketỷt pgriáestsrnret)h:ịCtrhưỉờsnốg ácphílnựhcththứịct(rsưốờng
ốữấpculựncgtrcêầnuthcịgủtiaráưmtnờrgnịộgoxt ạutniấgềthonkạốhitiệẩhđuốtorivê-lànưEnờtMhhnịậPgptr(mkEưhứxờcẩcnhugaccnhnủgêgaenochmạhialírệnhkchốehtiq.pguMriốeữscứascgucriceau)hnđ:êgóCn.hchỉầusốlicệáủupaltựmhcuộttthhịtậitềprưnờthtnệegotrêqnthtịừtrtrưaờnnggwnegboạciủhaốNi.gMânứhcàcnhgênh
uốiốđcogliưaờtnrgênmtứhcSị ctựrhưmêlờnệấhcnthglcệcqâcuhnunốgđgciốữcitaếầccuucunhnđgígốnichcầầvbuuớằictniủtềgianềcmnthệộtêệttnrtcêhiềủnnlaệtthcmệịhtộtrrgêtưniqữờutanhốịgtcổtnrngưggiờoangạgtiiráênngoNtạhihịhàtốrưin.ườMnớứgcc)q.cuBhốêicếnnhtếscốhnínàhy bđằưnợgccthínêhnháplệdchụnggiữcahotổnhgaigiá
nqguốcầcugđiốai đvóới. tSiềhựnốmtiệtsấcrẽịtủaxcbâmuị nấlộottđạkqốiuhitốẩrccừuugnvtihagàơtcnrnêầhgnuậqtphtuiịkềatnrhưsẩựờtuệnbgctirủếqêanunốcđcthộtíịếnntgchrhưcíqnờủuhnaốgbctằỷnnggggioaicáạhđiêón.hcSlhệựuchỗmigấistữhtốaeclotâiổệnnquguđtýgốhiiáetừcouđtnrógantcgỷầugwitếibềcnhcủítnệahtNrtêhgnứâncthlịhààtrn(ưig)ờtnNỷghgànigánoưạớic). Biến số
khẩu và nhập khẩu của chính quốc gia đó. Sự mất cân đối cutnhegocqầu ttiừềntratệngtrwêtnreubtnhcgủị attrtâNưhmgờênoncgủhđnàgnNogtạỷNgi hâgàniánhưcàớhncí)g.nBhNiếhtnhàứsnốcưnlớààyc(,điư()iợitc)ỷtlíàgnhitáỷáptgrdiụnnbggáctnâhomhaciủcahuNỗigsâốnliệhu
ộng của tỷ giá hhốốii hđđốooiááisiẽ(∆tbhlịoelogoHạqi�u)týrvừvtààừtshstựựơranttnhhggaaqyywuđđaeổổbsiiựtctrrủoboaninếgNgndgtdđhựâựeộnotnrtđgữrhóữànctnỷnủggggaoiốạNtạiỷchihàígnihnátưhhứớốcci)là.đ(oBi)áitiếỷn(g∆iáslốotrgunnHàgy�t)âmđvưàcợủsacựNtgítnhânhayháànpđgổdNiụhtnràognnưcgớhc,do(ựiih)talràiữtcỷnhgguiáoỗbạiáisnốtạilinệgn hàng

bị loại trừ thơng qua sự biến động của tỷ giá hối đoái (∆logH ) và sự thay đổi trong dự trữ ngoại
� tại ngâtnhưhơànngg tmhưạiơ.ng mại.
/MS���). Chỉ hsốối hEốqMiuPốqcuđốưcgợicgaiaxá(c∆lđoịgnRhESd�ựhaovặcào∆RcEônSthg�ư/ơMnthgSứm�c�ại�.c).ủaChỉ số EMP được xác định dựa vào công thức của
ốc gia (∆logRES� hoặc ∆REtSh�e/oMSđ�ó��t)ỷ. gCiháỉ cshốínEhMthPứcđưlợàc(ix)átcỷ đgịináhtrduựnag vtâàomccơủnag Nthgứâcn chủàang Nhà nước, (ii) là��t��ỷ��g��iá��b��á�n��t�ạ��i �n��g��â�n�h�à��n�g������
gmreaernk&(1c9ộn9g7)s:ự C(1h9ỉ9E6s)iốcvheMWngePryemđeưanrợk&c(1xc9áộ9cn7g)đ:ịsnựh(d1ự99a6v)àvồcWơnegymthaứrck c(1ủ9a97):𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃 𝑃 ������������������������������𝑃�𝑃�𝑃�𝑃��𝑃�𝑃��𝑃������������ ∗ 100% (4)
thương mại. ����������������� �����������������
Eichengreen & cộng sự (1996) và Weymark (1997):
��������������������������������������������������
𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃 𝑃 2�n�h�ó�m�T��áb�ic�ế�ng�đi�ả�ạ��i�s�d(ử�i∆ệ��ndụn)ànygđ2ể nhóm biế∗n1đ0ạ0i%diệ(n4n)ày để đánh
��(∆��) ��(∆��) ��(∆��) Tác gi∗ả�s�ử(∆dụ�n)g cứu.
��(∆��) đánh giá tính nhất quán của kết quả nghiên
−( ∆RE𝐸S𝐸𝐸�𝐸+𝐸𝐸� = ∆E� − ��(𝑖(𝑖∆��−���𝑖𝑖)�∗∆)RE(3S)�𝐸+𝐸𝐸�𝐸�𝐸𝐸�����=�∗�∆(E𝑖𝑖�� −− 𝑖𝑖� ) (3) � ∆gRiSt�ín+hTánchấgtiảqus∗ửán(d𝑖cụ𝑖�ủn−ag k2𝑖𝑖�ế∗n)t hq(óu3mả) nbgihếniêđnạciứdui.ện này để đánh giá tính n�

) ∗ ��(∆��� )

�� ∆��� ���� �� � ���� �� �
� �� � - Tỷ lệ lạm phá�t (% month on mont�h) -�CPI

- Chênh lệch lãi suất -𝐷𝐷T𝐷𝐷𝐷ỷ𝐷𝐷-𝐷l𝐷ệT𝐷𝐷ỷ𝐷lạ𝐷lmệ(il�pạ−hmá𝑖𝑖�∗tp):(h%cáhtêmn(%holnệmtchhogonintữhamolãoninsmtuhấot)nđ-tồhCn)gP-VICiệPt NI am (VND) tiền gửi 3
Chỉ số áTpálcựgciảtrsêửn dthụịntgrư2ờnnhgónmgobạiếi nhốđiạiđdưiợệcn xnáàcy để đánh giá tính nhất quán của kết quả nghi∗ên cứu.
áp lực trên thị trường ngoại hối được xác định cho 5 chuỗi sốthláiệnug (tiỷt) gviàál:ãitỷsugấitáđơt-rluanCMgh-ỹtêâC(nmUhhS,êDtnỷl)ệh3gcithlháệácnlhgãiclủãasiutínấsutpấhitếu𝐷𝐷k𝐷h𝐷o𝐷𝐷b𝐷𝐷ạ𝐷c𝐷M𝐷𝐷ĩ (𝑖𝑖� ). − 𝑖𝑖∗): chênh lệch giữ
i đtạưiợccácxnágcânđịhnàđhnịgncthhCoưchơh5ỉnosgcố5hm-uáạcTỗpih,ỷiutlỷsựlỗệốcgi lisláạtiốrệmmêulnuipệtatỷhu-hbáịgáttỷnti(rá%ưtg:rờêitánỷmn:gtoghtỷịnináttgrhưtoiráờoạunnitngrhg-umtốDựntoiựâgdnđmtotrtưh.ữâ,ợ)mntcỷg-,oCxtạgỷiáPiáhcIốiđ-ịnRhESc: hđưoợc5đcohlưuờỗnig số liệu tỷ giá: tỷ giá ��
𝐷 (i
n bằng tỷ lệ dự trữ ngoại hối trung tâm, tỷ giá

theo tuần nhập khẩu.
, tỷ giá mua-bágniátrmmênuuatah--bịbátárnnưtờtạạniigccátáựccndngogâ. ânnhàhnàgngthtưhơưnơgngmmại,ạit,ỷtgỷiágimáua-cbháênnthrêtlnhệáctnhhgịgt(irữiưt)aờvnlãàgiltsãựui ấsdtuoấđ.tồđnơg lVaiMệt ỹN(aUmS(DV)N3Dth)átniềgncủa tín phiếu k
h lệch tỷ giá thị tmrưuờan-gbácnhíntrh-êntChứhthcêịnvthàrưtlhờệịncthgrưtlờựãnigdsotuự.ấdto𝐷-𝐷𝐷P𝐷𝐷M𝐷𝐷P𝐷𝐷-𝐷(𝐷PC𝐷ấr𝐷nalcl(âeinl�mt−hưaơr𝑖k𝑖n�∗eg)t:mgpạcrửiehim-ê3TniuBhtmh(Tláệtrnỷacdghleệ(bg%iai)lữa−vnacàel)ãl:ãiđiưssợuucấấđttođđlưồơờnnlgga bVMằniỹệgtt(ỷNUlệaSm%D)c(ủ3Va cNthhêDánnh)gltệicềhnxugấửt inh3ập khẩu
bhiứếnc svốàđtạhiịdtirệưnờcnhgo t+mựứCdchođêộ-nhbPiMếlệnPcđhộ(nPtỷgargcaủiláalettlhhịmị ttrarưrườkờnegntgpngrceohmạíinihhutốrmêit)nh:ứttCổỷcnhglvỉệsàsả%ốnthpnh−àịẩytmrđưqườuợốnccgsnửộtựi-d(DGụdnDoựgP-t)tr.rPữot nMnggPo(ạPiahrốaill-elR∗mESar:kđeưtợpcređmo iluưmờntgỷ blệằn%g t−ỷ lệ dự trữ n
+ Chênthhálnệcgh(itt)ỷvgàiláãitshuịấttrđươờnlagMchỹín(Uh StDhứ)c3 vthàángccủủaattíínnpphhiiếếuukkhhoobbạạccMMĩĩ (𝑖𝑖� ).
hếiênnđcộứnugEcicủhaentghrịeetrnưđ&ờâyncgộlànngbgsioếựạni(1sh9ốố9i6đ)):ạ,iCTdahikỉệansgốic&nhàoPyhmạđmứưcợ(c2đ0ộs1ử-1bV)idếđeụncểntođđgroộctánlrcưogờcnơncgngủgamcụtứhccịhđítnộrhưổ-sờánCnchđgáịannnnhgctocôàủạnnaivthĩ mốưiơơ):nliêgCnhmqỉuạasniố-đnếTnàByng(ođTạưirợhaốcdieđsưửbợacdlụmanãcght)ar:othđneưgoợqcuyđưoớclưchờunngg
thị trường-tDựựdotrữ- nPgMoạPi (hPốair-alRleElSm: đaưrkợenchtưđposraeulưm: ờinugmbằng t-ỷDlệựdtựrữtrnữgnogạoi ạhiốhiố-iRthEeSo: tđuưầợncnđhoậplưkờhnẩgu.bằng tỷ
ựng(1ng9o9ạ6i)h,ốTi.aCkhăgnih&clệácPchhnđạgưmhợic(ê2xná0cc1ứ1đuị)nhđEểbicằđhnoegnlcưgárcờehneglnấym&cứhcêộnđnhộglệổscnựh gđ(i1ịữn9ah9t6ỷc)ủg,iấTatrkênagthi ị&trtrưPêờnhnạgtmổtựng(d2os0ả1n1p) hđẩểmđoqulốưcờnngộim(GứcDđPộ). ổn định của
liệu tỷ giá bán tỷ lệ % − đây là biến số đại diện cho m(iứ) cMđỗiộkhbiicếánc cơnlgệcdụựnàtyrữđưnợgcokạícihhhốoiạtthth obiếtun ầsốn đnạhi ậdipệnkchhẩouc.ơng cụ đó nhận giá trị bằng 1. Sau

trên thị trường tự do Hà Nội) và tỷ giá trên thị trường chính thức (số liệu thu thập

- Cán cân thương mại - TB (Trade balance): được đo lường bằng tỷ lệ % của chênh lệch xuất nhập khẩu
xác định bằng cácthhịlấtyrưcờhnêgnhngloệcạhi hgốiữi.aCthỷêgnihá ltệrêcnh tđhưịợđtcróư, xnờếánucgcđơtnịựnghdcụobnằànygđưcợáccthh-ắltVấcyehặcctthtohêrì nlcạhiáđclưệcợccơhntăggnigữctụahêtmcỷh1íg,nihháoặstcráêncnếhutcahơnịngttrocưàụờnnnàvgyĩntmớựi ơdlỏonlgiêtnhì qsẽugainảmđđế
ự do Hà Nội) và t(ỷlBấgyảinásgốtrt1rêlêi:nệnTuthtổổtịnỷntggrgưhisáờợảnnbpgáptnchhhờẩtríminêđnhqiểtuhmốịứctckrnưí(ộcsờhiốn(hg1Gli.oệDt(ạựTutPổtdnc)hg.ốuhcHợtcphàơậcnápNcgộcơci)nụgvMcàụ atđỷưPnợhPgcưikálíiscêtahrnhn:qoạutthatrịnontđgrưếgờnianingđgoạconhạ2íin0h0h7ố-ti2h0cứ1ủc8ađ(ưVsợốicệlttihệểNuhaitệmhnutrotnhgậBpảng 1).

Biến - Vector các cơng cụ chính sá(ciih) Cahnỉ stốồMnaPvPĩ -mMơaPliPêindqexu:ađnượđcếtínnhnbgằonạgitổhnốgiđđơnượgicảnmcủãa hcáócacơthngeocụqcuhnhưsớáchcahnutonàgn vĩ mơ
Nội dung (i)TMhỗời kđhiểimcákcíchơnhgoạctụ này được kích hoạt thì biến số đại

được kích hoạt trong giai đoạn đó.

MaPP1nhưQsuayu:định hạn chế đối tượng -Thơng tư 07/2011đcóủ, anếNugcâơnnhgàncụg Nnàh đnưượớcc t(h2ắ0t1c1haặ).t thì lại được tăng thêm 1
cho vay ngoại tệ1 được-Tkhíơcnhghotưạt2t4h/ì2b0i1ế15n. c(sTủốaổđnạNgighdâợinệpnhcàcánhcgocơcNơnhngàgcnụcưụđớưđcợó(c2nk0hí1ậc6nh)ghviốàạttcrtịárcobnằngggi1a.i Sđaouạn
(i) Mỗi khi các công cụ này Thông tư sửa đổi sau đó. 20

MaPP2đó,Qnuếyuđcịơnnhgvcềụtrnạànyg đthưáợicntghoắạtich-ặtQthylếạti đđịưnợhc stốăn1g(i0it8)h1êC/m2h0ỉ10s,2ốhMcoủặaacPnTPếhu-ốncMơganđPgốPcciụnNdnegàx:nnđớhưiàợnlcỏgntígNnhthhàbì ằsnẽggitảổmngđđi ơn g
1. (Tổng hợp cáctệcơng cụ được kíncưhớhco(ạ2t0t0ro2n).g giai đoạn 2007-2018 được thể hiện trong Bảng 1).
được kích hoạt trong giai đoạn đó.
- Quyết định số 1168/2003 của Thống đốc Ngân hàng Nhà
(ii) Chỉ số MaPP - MaPPindex: đnưượớcc tín(2h0b0ằ3nag) tổvnềg đvơinệcgiảnsửcaủa đcổáicĐciơềnug c1ụ chQínuhyếstáchđịannh tồn vĩ mơ
được kích hoạt trong giai đoạn đó1.081/2002/QĐ-NHNN.
- Thông tư 07/2012 của Ngân hàng Nhà nước (2012).
MaPP3 Quy định về kết hối ngoại tệ - Thông tư 13/2011 của Ngân hàng Nhà nước (2011b).
MaPP4 Biến liên quan đến áp tỷ lệ - Quyết định số 581/2003/QĐ-NHNN của Thống đốc Ngân
dự trữ bắt buộc đối với tiền hàng Nhà nước (2003b).
gửi ngoại tệ - Tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc từ 4% lên 6% (9/4/2011); và 7%
(ngày 1 tháng 6 năm 2011).
MaPP5 Quy định tỷ lệ trần lãi suất - Chính thức áp trần lãi suất huy động USD là 3% (ngày 9
đối với tiền gửi ngoại tệ tháng 4 năm 2011); 2% (ngày 2 tháng 6 năm 2011); 1,25%
(ngày 28 tháng 6 năm 2013); 1% (ngày 18 tháng 3 năm 2014);
0,25% cho tổ chức kinh tế và 0,75% cho cá nhân (ngày 29
tháng 10 năm 2014); 0% cho tổ chức kinh tế và 0,25% cho cá
nhân (ngày 29 tháng 9 năm 2015); 0% cho cả hai (ngày 17
tháng 12 năm 2015).

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp từ www.sbv.gov.vn.

Số42. C68ácthkáếtnqgu1ả0v/2à0b1ìn9h luận 5

Qua kiểm định nghiệm đơn vị, có 2 chuỗi số liệu DELTAR và RES_IM chỉ dừng sau khi đã lấy sai phân
(I(1)). Kết quả thu được từ mơ hình hồi quy đơn giản sau khi đã kiểm tra các khuyết tật (phương sai sai số

Bảng 2: Hiệu lực của chính sách an tồn vĩ mô tới chỉ số áp lực trên thị trường ngoại hối (EMP)

Biến số Mơ hình 1 Tỷ giá trung tâm/Tỷ giá chính thức
C -12,282 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4
0,158 -15,333 17,447 -20,403
EMP1(-1) 0,218* 0,321*** 0,278***
Lạm phát 0,035 -0,152 -0,061
Chênh lệch LS -0,026 0,297** 0,976***
0,055 0,215
Dự trữ -0,141 -0,023 -0,053
Cán cân TM -1,926*** -0,094** -0,008
MAPPindex 1,152** -0,011***
MAPPindex(-1) 1,676***
-1,041* 0,191
MAPP1 0,289* 0,001
MAPP2 2,012*** 0,003
MAPP3 -0,015
MAPP4 -0,051
MAPP5
CRISIS -1,579**
Lạm phát (-1) 1,260**
Chênh lệch LS(-1) -1,241**
Dự trữ (-1) 0,182
Cán cân TM(-1)
MAPP1(-1)
MAPP2B(-1)
MAPP3(-1)
MAPP4(-1)
MAPP5(-1)

Ghi chú: ***, **, * thể hiện các hệ số có mức ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5% và 10%.

- Cán cân thương mại - TB (Trade balance): được sai sai số thay đổi, tự tương quan, đa cộng tuyến)
Thứ nhất, trong các cơng cụ được kích hoạt, việc quy định trạng thái ngoại tệ trên vốn tự có (MaPP2)
đo lường bằng tỷ lệ % của chênh lệch xuất nhập của mơ hình được thể hiện ở các Bảng 2, 3, 4. Kết
khđẩưuợctrêchnứtổnnggmsiảnnhpchóẩmtácquđốộcngnộtíic(hGcDựPc)n. gày lập tức trqounảgvbớìinchhổênnhthlịệctrhưtờỷnggiángcohạíni hhốthi ứtạci −VtiựệtdNoalmà ,bigếinai
đoạn 2007-2018, với mức ý nghĩa 5%. Nói cváĩcmh ơkhácp,hkụhithNugộâcntưhơànngg đNốhiànnhưấtớcquVániệtvớNiammơsửhìndhụnggốccơsnửg
- Vector các cơng cụ chính sách an tồn
licêụn nqàuyanthđeếonhnưgớonạgi hthốắitđcưhợặct (mgiãảmhóatỷthlệeotrạqnugy tưhớáci ngodạụintgệ cmhởỉ stốrêánpvlốựnc ttựhịctórưtừờn±g 3n0g%oạixuhốốni.gM±ộ2t0s%ố )kếđtã
chguiảnmg nthhiưểusaáup: lực trên thị trường ngoại hối. Kết luận lnậyn đcưhợínchgriúảti rtahínchhưdtựroanvgàoBả2ntgác2.động kì vọng của

vi(ệi)c Mápỗdi ụknhgi vcàácthcắơtncghặctụtỷnlàệytrđạưnợgcthkáíichnghooạạittệthmì ở trênTvhốứnnthựấct,ót,rođnóglàc:ác cơng cụ được kích hoạt, việc
quy định trạng thái ngoại tệ trên vốn tự có (MaPP2)
bi(ếi)nKsốhiđNạigâdniệhnànchgoNchơàngnưcớục đVóiệnthNậnamgiágitảrmị btằỷnlgệ trạng thái ngoại tệ mở sẽ làm giảm hiện tượng đầu cơ
1. Sau đó, nếu cơng cụ này được thắt chặt thì lại được chứng minh có tác động tích cực ngày lập tức
găm giữ ngoại tệ, đặc biệt là từ phía các ngân hàng thưtrơonngg mbìạnih, qổunathđịótrgưiảờmngánpgloựạci thớốiittỷạigViáiệctũNngamn,hgưiấip
được tăng thêm 1, hoặc nếu cơng cụ này nới lỏng
lực trên thị trường ngoại hối tại Việt Nam. đoạn 2007-2018, với mức ý nghĩa 5%. Nói cách
thì sẽ giảm đi 1. (Tổng hợp các cơng cụ được kích
ho(iại)t tTrohnêmg gviàaoi đđạ,nth2ơ0n0g7-q2u0a1v8iệđcượgciảtmhểtỷhilệệnttrrạonnggtháiknhgáoc,ạikthệi mNởgâsnẽ hgàiúnpg cNáchàngnâưnớchàVnigệtthNưaơmngsmử ạdiụhnạgn
công cụ này theo hướng thắt chặt (giảm tỷ lệ trạng
Bcảhnếgđ1ư).ợc nguy cơ rủi ro tỷ giá khi tỷ giá biến động bất thường. Điều này sẽ góp phần làm tăng cường sự
thái ngoại tệ mở trên vốn tự có từ ± 30% xuống ±
là(niih) mCạhnỉ hs,ốaMn taoPàPn c-ủMa caảPPhệintdheốxn:gđnưgợâcnthínàhngbnằnógi chung, và từng ngân hàng thương mại nói riêng.
20%) đã giảm thiểu áp lực trên thị trường ngoại hối.
tổng đơn giản của các cơng cụ chính sách an tồn vĩ Kết luận này được giải thích dựa vào 2 tác động kì
mơ được kích hoạt trong giai đoạn đó.
vọng của việc áp dụng và thắt chặt tỷ lệ trạng thái

4. Các kết quả và bình luận ngoại tệ mở trên vốn tự có, đó là:

Qua kiểm định nghiệm đơn vị, có 2 chuỗi số liệu (i) Khi Ngân hàng Nhà nước Việt Nam giảm tỷ lệ
DELTAR và RES_IM chỉ dừng sau khi đã lấy sai trạng thái ngoại tệ mở sẽ làm giảm hiện tượng đầu
phân (I(1)). Kết quả thu được từ mơ hình hồi quy cơ găm giữ ngoại tệ, đặc biệt là từ phía các ngân

đơn giản sau khi đã kiểm tra các khuyết tật (phương hàng thương mại, qua đó giảm áp lực tới tỷ giá cũng

Số 268 tháng 10/2019 6

Bảng 3: Hiệu lực của chính sách an tồn vĩ mô tới chỉ số áp lực trên thị trường ngoại hối (EMP)

Biến số Mơ hình 1 Tỷ giá tại ngân hàng thương mại
C 6,987 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4
0,220** -27,157 1,753 -21,017
EMP3(-1) -0,042 0,212** 0,307*** 0,368***
Lạm phát 0,257** -0,008 -0,105***
Chênh lệch LS -0,010* 0,279** 0,230
-0,025 -0,007 -0,066
Dự trữ 0,109 -0,027* 0,021
Cán cân TM -0,034 0,004
MAPPindex -1,314**
MAPPindex(-1) 0,761 1,164** 1,030***
-0,661 0,298
MAPP1 0,110 -0,032
MAPP2 1,299** 0,027
MAPP3 -0,002
MAPP4 -0,157
MAPP5 -1,073
CRISIS 0,692

Lạm phát (-1) -0,702
Chênh lệch LS(-1) 0,127
Dự trữ (-1)
Cán cân TM(-1)
MAPP1(-1)
MAPP2B(-1)
MAPP3(-1)
MAPP4(-1)
MAPP5(-1)

Ghi chú: ***, **, * thể hiện các hệ số có mức ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5% và 10%.

như áp lực trên thị trường ngoại hối tại Việt Nam. cho tiền gửi ngoại tệ khơng cịn hấp dẫn so với tiền
Thứ hai, mơ hình bình phương tối thiểu (OLS) cũng đưa đến một kết quả cho thấy tăng tỷ lệ dự trữ bắt
(ii) Thêm vào đó, thơng qua việc giảm tỷ lệ trạng gửi nội tệ với các nhà đầu tư/người gửi tiền, đẩy nội
buộc đối với tiền gửi ngoại tệ góp phần làm giảm áp ltựệclêtrnêngitáhịtrtornưgờnnggắnngohạạinh(ốTietrạriieVri&ệt Ncộanmg,sgựi,ai20đ1o1ạ;n
thái ngoại tệ mở sẽ giúp các ngân hàng thương mại
2007-2018, với mức ý nghĩa 10%. Dự trữ bắt buộc lTàomvaộrt &cơcnộgncgụsựtr,u2y0ền12t)h.ốCngộntgrovnớgi đviiềệuc háàpnthrầcnhílnãih
hạn chế được nguy cơ rủi ro tỷ giá khi tỷ giá biến
đsộáncgh btiấềtnthtệưcờủnag.cáĐciềnugânnàyhàsnẽg gtróupngphưầơnnglàtmrêntătnhgế giớsui ấ(Mt tiiềsnhkgiửni, n2g0o1ạ5i).tệT,htheậomngcuh êlãni lsýu,ấkthhiutyỷđlộệndgựđtốrữi
cưbắờtnbgusộực lđàốnihvmớiạtnihền, agnửitonàgnoạciủatệctảănhgệltêhnốsnẽglnàmgântăngvcớhii tpiềhní tgroửnignhguoyạiđtộệncghtỉiềcnịngửliàn0g%oại(đtệố.iVvìớvi ậcyả ccáác

hnànggânnhóài ncghucnógt,hvểàstẽừnchgunygểânnhhưàớnnggthtìưmơncgácmkạêinnhóhi uy nđhộânngvvàốcnáckhtổácchrứẻchkơinnhthtaếy), vsẽì hgyp pđhộầnng gbiằảnmgmngạnohại

ritêện. gD. o đó, các ngân hàng có thể sẽ hạ lãi suất huy độntgỷ đlệốiđvơớilatiềhnóagửtiiềnnggoửạii ttệạ,ikVhiiệếtn Nchaomt,iềtănnggửicưnờgnogại
hiệu lực điều hành chính sách tiền tệ và chính sách
tệTkhhứơhnagi,cịmnơhhấìpnhdẫbnìnsho pvhớưi ơtinềgn tgốửiithniộểiutệ(OvLớSi )các nhà đầu tư/người gửi tiền, đẩy nội tệ lên giá trong
cũng đưa đến một kết quả cho thấy tăng tỷ lệ dự trữ an tồn vĩ mơ. Kết luận này là nhất qn với kết
ngắn hạn (Terrier & cộng sự, 2011; Tovar & cộng sự, 2012). Cộng với việc áp trần lãi suất tiền gửi ngoại
bắt buộc đối với tiền gửi ngoại tệ góp phần làm giảm luận thu được từ nghiên cứu của Glocker & Towbin

tệ, thậm chí lãi suất huy động đối với tiền gửi ngoại t(ệ20c1h2ỉ )c.òn là 0% (đối với cả cá nhân và các tổ chức
áp lực trên thị trường ngoại hối tại Việt Nam, giai
kinh tế), sẽ góp phần giảm mạnh tỷ lệ đơ la hóa tiền gNửhi ưtạivậVyi,ệct óNtahmể ,thtăấnygrằcnưgờnhgiệhniệNuglâựnc hđàinềug hNàhnàh
đoạn 2007-2018, với mức ý nghĩa 10%. Dự trữ bắt
bcuhộícnhlàsmácộht tciềơnngtệcvụàtcruhnềhn stáhcốhngantrtoonàgn đviĩềmu ơh.àKnhết lunậưnớncàVy ilệàt nNhaấmt qđuấnngváớpidkụếntglucậánc bthiệunđpưhợácpttừácnđgộhniêgn
chcứínuhcsủáachGtlioềcnkteệrc&ủaTcốwc bnignân(2h0à1n2g).trung ương trên tới phía cung vốn ngoại tệ cho nền kinh tế thơng qua

thế Bgiảớnig(M4:isHhikệiun,lự20c1c5ủ)a. Tchhíenohnsgáucyhênanlýt,okàhni vtỷĩ mlệơ tớtiăncghỉtỷsốlệápdữlựtrcữtrbêắnt btuhộị ctrbưằờnnggnngogạoiạtiệhvốài (qEuMy đPị)nh
dự trữ bắt buộc đối với tiền gửi ngoại tệ tăng lên trần lãi suất tiền gửi ngoại tệ. Giải pháp này đang
sẽ làm tăng chi phí trong huy động tiền gửi ngoTạiỷ gigáótprêpnhầthnị ttírcưhờcnựgc nnghoằạmi thệưtớựndgotới chủ trương của

tệ. Vì vậy các ngân hàng có thể sẽ chuyển hướng Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đó là “chuyển hồn

tìm các kênh huy động vốn khác rẻ hơn thay vì huy toàn từ quan hệ vay mượn ngoại tệ sang quan hệ

động bằng ngoại tệ. Do đó, các ngân hàng có thể sẽ mua bán ngoại tệ tại Việt Nam”. Tuy nhiên, khi xét

hạ lãi suất huy động đối với tiền gửi ngoại tệ, khiến riêng lẻ, hiệu lực của công cụ áp lãi suất trần đối với

Số 268 tháng 10/2019 7

Bảng 4: Hiệu lực của chính sách an tồn vĩ mô tới chỉ số áp lực trên thị trường ngoại hối (EMP)

Biến số Mơ hình 1 Tỷ giá trên thị trường ngoại tệ tự do
C 5,774 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4
-4,006 -5,707 -4,523
EMP5(-1) 0,276*** 0,331*** 0,331**
Lạm phát -0,026 0,069 0,217
Chênh lệch LS 0,301* 0,304 0,294
0,031 0,032 0,002

Dự trữ -0,032 -0,033 -0,036
Cán cân TM 0,120 -0,046 -0,343
MAPPindex -1,607* 0,287
MAPPindex(-1) 0,712 1,578** 1,130** 1,117**
-0,371 0,087 -0,158
MAPP1 0,034 0,054 -0,004
MAPP2 1,188* -0,043 -0,044
MAPP3 -0,017 0,010
MAPP4 -0,091
MAPP5
CRISIS -2,065**
Lạm phát (-1) 0,840
Chênh lệch LS(-1) -0,583
Dự trữ (-1) 0,075
Cán cân TM(-1)
MAPP1(-1)
MAPP2B(-1)
MAPP3(-1)
MAPP4(-1)
MAPP5(-1)

Ghi chú: ***, **, * thể hiện các hệ số có mức ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5% và 10%.

tiền gửi ngoại tệ khá trái ngược trong các giai đoạn nguyên nhân dẫn đến sự biến động trên thị trường
Như vậy, có thể thấy rằng hiện Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đang áp dụng các biện pháp tác động tới

khác nhau. Cụ thể, nghiên cứu của Phạm Thị Hoàng ngoại hối cho dù đối tượng vay ngoại tệ có nguồn
Apnhhía&cucộnnggvốsựn n(2g0o1ạ7i )tệchchoocnhềunỗiksinốhlitệếuthđơếnng2q0u1a6tăngthtuỷ blệằndgữ ntrgữobạiắttệb.uDộciễbnằnbgiếnngnồạyi tcệóvtàhqểubyắđt ịnnghutồrnần
chlỗi tshuấấyt ctiơềnnggcửụi nngàyoạciótệp. hGáitảhi upyhátpácndàyụnđgantrgonggóp pthừầsnựtíkchhơncựgccânnhằxmứnhgưvớềntghờtới iđicểhmủ gtriưữơandgịncủgangNogạâin
bìhnàhnổgnNthhịàtnrưườớncgVnigệot ạNi ahmối.đTórolàng“ckhhuiyđểón,hnoếàunktéoồn từtệqvaonvhàệrvaacyủma kưhợáncnhghồạnigtệvàsannggâqnuhầnnhgệ, dmẫnuađbếnán

dànigtohạờii tgệiatạni nVgihệitêNn acmứu”.đTếunythnáhniêgn6, knhăimxé2t0r1i8êntghìlẻ, hnihệữunlgựcthciếủua hcụơtntgạmcụtháờpilvãềi nsugấotạtirtầện. Tđrốoinvgớbiốtiềcnảnghửi

kếntgqouạải tlệạiknhgáưtợráci lnạgi.ượĐcâytrolàngmcộátckgếitaiquđảoạknhkáhtáhcú nhađ.,Ckụhátchhể, hnàgnhgiêvnẫcnứbuắctủbauPộhcạpmhảTihtịìmHomànuga Angnohạ&i

vịcvộàngcósựth(ể20g1iả7i) tchhícohcnhhuưỗissaốu:liTệurođnếgng2ia0i1đ6ocạhnotừthấytcệơđnểgđcáụpnứànygcvóàpchóátthhểuylàtmáctădnụgngcầtruonnggobạìinthệ,ổqnutahị
2011, Ngân hàng Nhà nước liên tục giảm trần lãi đó ảnh hưởng đến tỷ giá và thị trường ngoại hối.

trường ngoại hối. Trong khi đó, nếu kéo dài thời gian nghiên cứu đến tháng 6 năm 2018 thì kết quả lại
suất tiền gửi ngoại tệ và chỉ còn 0% vào thời điểm Kết luận này cho thấy, đến 1 thời điểm thích hợp,

ngược lại. Đây là một kết quả khá thú vị và có thể giải thích như sau: Trong giai đoạn từ 2011, Ngân hàng
tháng 12 năm 2015, hành động này đã góp phần Ngân hàng Nhà nước cần chấm dứt hồn tồn việc
tícNhhcàựncưtớrocnlgiêbnìntụhcổgniảtỷmgtiráầ.nSlẫui đsấ, tdtoiềlnãigsửuiấtnđgãoại tvệavmcưhợỉ ncịbnằn0g%ngvồạoi tthệờ. Ti ừđiđểmó htohàánngtấ1t 2địnnăhmhư2ớ0n1g5,
xuhốànngh mđộứncgđnáàyy, dđưã đgịóapgpiảhmầnlãtíicshuấctựtciềtnrognửgi bnìgnohạổi n tỷchgiếián. lSưaợuc:đcóh,udyoểnlãhi osàunấttođàãnxtuừốnqguamn ứhcệ đváayy,mdưượđnịa
tệgkihảmơnglãciịsnu,ấnt êtniềhniệguửliựncgtốạciđtộệnkghcơủnagncóịtnớ,intỷêngiháiệu slaựncgtáqcuađnộhnệg mcủuaa nbóántớnigotỷạigtiệá. là dường như không

làđdáưnờgnkgển. hư không đáng kể. Thứ tư, mặc dù có một số công cụ riêng lẻ chưa

Thứ ba, một kết quả khá ngạc nhiên là việc hạn phát huy được hiệu lực, tuy nhiên kết quả từ mơ hình

chế đối tượng vay ngoại tệ (nếu để riêng lẻ) được hồi quy đơn OLS cho thấy khi tất cả các công cụ

chứng minh có tác động khơng mong muốn khi làm được kích hoạt cùng một lúc thì có tác động tốt tới tỷ

tăng áp lực trên thị trường ngoại hối tại Việt Nam, giá và thị trường ngoại hối Việt Nam trong giai đoạn

giai đoạn 2007-2018. Nói cách khác, việc quy định 2007-2018 ở mức ý nghĩa 1% hoặc 5% tùy theo mơ

chỉ có những doanh nghiệp/tổ chức có nguồn thu hình. Nói cách khác, các cơng cụ này bổ trợ cho

ngoại tệ mới được phép vay bằng ngoại tệ vẫn là nhau khi hướng tới mục tiêu điều hành chung của

Số 268 tháng 10/2019 8

Ngân hàng Nhà nước. Ví dụ, để triển khai tốt “Đề án thị trường cần. Nhờ đó, chỉ số áp lực trên thị trường
chống đơ la hóa nền kinh tế”, Ngân hàng Nhà nước ngoại hối sẽ giảm xuống.
đã tác động tới cả phía cung và cầu đối với vốn vay
bằng ngoại tệ: 5. Kết luận và khuyến nghị chính sách

(i) Ở phía cung vốn vay bằng ngoại tệ: Ngân hàng Bài nghiên cứu tập trung đánh giá hiệu lực của
Nhà nước áp dụng trần lãi suất đối với tiền gửi ngoại chính sách giám sát an tồn vĩ mô qua kênh các công
tệ cũng như tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc bằng ngoại tệ cụ liên quan đến ngoại hối cho chuỗi dữ liệu theo
đã giúp giảm tỷ lệ tăng trưởng tiền gửi bằng ngoại tháng giai đoạn từ 2007 đến tháng 6 năm 2018 tại
tệ, cũng như giảm tỷ trọng tiền gửi ngoại tệ trên tổng Việt Nam. Trên cơ sở kết quả thu được từ mô hình
tiền gửi tại các ngân hàng thương mại Việt Nam. hồi quy đơn giản, nghiên cứu rút ra một số kết luận
chính và khuyến nghị chính sách như sau.
(ii) Ở phía cầu vốn vay ngoại tệ: Ngân hàng Nhà
nước đã hạn chế đối tượng được phép vay bằng Thứ nhất, quy định về tỷ lệ trạng thái ngoại tệ mở
ngoại tệ, và nhóm đối tượng này dần bị thu hẹp. trên vốn tự có tại các ngân hàng thương mại được
Theo Thông tư 42/2018, hoạt động vay ngoại tệ sẽ chứng minh phát huy được hiệu lực trong giảm thiểu
cịn thu hẹp hơn nữa khi chỉ có doanh nghiệp vay áp lực trên thị trường ngoại hối Việt Nam trong thời
ngoại tệ để sản xuất kinh doanh hàng xuất khẩu. gian gần đây. Kết luận này cho thấy Ngân hàng Nhà
nước Việt Nam cần tiếp tục duy trì công cụ mang
Thứ năm, trạng thái của cán cân thương mại là tính hành chính này để giảm thiểu tâm lý đầu cơ găm
một trong những yếu tố có tác động ngược chiều chỉ giữ ngoại tệ của các thành viên tổ chức (institutional
số áp lực trên thị trường ngoại hối ở mức ý nghĩa investors) trên thị trường ngoại hối, từ đó giúp bình
10% tại Việt Nam trong giai đoạn 2007-2018. Nói ổn tỷ giá.
cách khác, khi cán cân thương mại thặng dư thì chỉ
số áp lực trên thị trường ngoại hối sẽ giảm xuống, Thứ hai, một số cơng cụ chính sách an tồn vĩ mơ

đồng nghĩa với sự ổn định của tỷ giá, và ngược khác như hạn chế đối tượng vay ngoại tệ, trần lãi
lại. Kết quả này được giải thích như sau: Cán cân suất ngoại tệ…chưa phát huy được hiệu lực truyền
thương mại thâm hụt sẽ dẫn đến cầu ngoại tệ tăng dẫn nhưng kết hợp kích hoạt các cơng cụ cùng một
vượt cung, gây áp lực tới tỷ giá. Tại Việt Nam, tỷ giá lúc (thể hiện thơng qua chỉ số chính sách giám sát
chính thức được điều hành bởi Ngân hàng Nhà nước an toàn vĩ mơ) lại cho thấy tác động tích cực đến sự
theo hướng linh hoạt có quản lý, trong khi đó, tỷ giá ổn định của thị trường tài chính tại Việt Nam. Kết
thị trường tự do hoàn toàn chịu ảnh hưởng bởi quan luận này hàm ý rằng đến một thời điểm thích hợp,
hệ cung cầu cộng với các yếu tố mang tính tâm lý Ngân hàng Nhà nước Việt Nam cần chấm dứt hoàn
đầu cơ bầy đàn. Chính vì vậy, khi cầu ngoại tệ tăng toàn việc vay mượn bằng ngoại tệ, trên cơ sở đó có
mạnh, tỷ giá thị trường tự do sẽ tăng ngay lập tức, thể thực hiện triệt để định hướng chiến lược “chuyển
trong khi đó, tỷ giá chính thức khơng biến động q hoàn toàn từ quan hệ đi vay và cho vay bằng ngoại
nhiều. Diễn biến này sẽ làm gia tăng chênh lệch tỷ tệ sang quan hệ mua bán ngoại tệ”. Khơng những
giá thị trường chính thức và thị trường tự do thế, nghiên cứu cũng cho thấy Ngân hàng Nhà nước
Việt Nam cần kích hoạt đồng thời nhiều công cụ để
Thứ sáu, dự trữ ngoại hối là yếu tố quan trọng góp các công cụ này bổ trợ, hỗ trợ nhau trong truyền dẫn
phần bình ổn tỷ giá và thị trường ngoại hối tại Việt chính sách an tồn vĩ mơ đến mục tiêu cuối cùng.
Nam, giai đoạn 2007-2012 với mức ý nghĩa 10%.
Lý thuyết tài chính quốc tế cho thấy dự trữ ngoại Thứ ba, kết quả thu được từ mơ hình cho thấy Việt
hối chính là tài sản quan trọng giúp ngân hàng trung Nam cần ổn định kinh tế vĩ mô thông qua kiềm chế
ương can thiệp vào thị trường ngoại hối nhằm bình lạm phát, tăng dự trữ ngoại hối, và giảm thâm hụt
ổn tỷ giá. Cụ thể, khi dự trữ ngoại hối tăng sẽ đồng cán cân thương mại. Đây được coi là những nền tảng
nghĩa với (i) cân đối ngoại tệ trên thị trường ngoại quan trọng giúp Việt Nam có được sự ổn định về tài
hối rất tốt, (ii) có lượng ngoại tệ sẵn có để bán khi chính, tránh nguy cơ rủi ro hệ thống cho hệ thống tài
chính nói chung, và hệ thống ngân hàng nói riêng.

Lời thừa nhận/cảm ơn: Nghiên cứu này được tài trợ bởi Quỹ Phát triển khoa học và công nghệ Quốc gia
(NAFOSTED) trong đề tài mã số 502.99 - 2016.01.

Số 268 tháng 10/2019 9

Tài liệu tham khảo:

Aguirre, H. & Repetton, G. (2017), ‘Capital and currency based macroprudential policies: An evaluation using credit
registry data’, BIS working paper No.672, Monetary and Economic Department, BIS.

Brzoza-Brzezina, M., Kolasa, M. & Makarski, K. (2015), ‘Monetary and macroprudential policy with foreign currency
loans’, Working Paper Series No. 1783, European Central Bank.

Cerutti, E., Claessens, S. & Laeven, L. (2015), ‘The use and effectiveness of macroprudential policies: New evidence’,
IMF working paper WP/15/61, International Monetary Fund.

Claessens, S., Ghosh, S. & Mihet, R. (2013), ‘Macroprudential policies to mitigate financial system vulnerabilities’,
Journal of International Money and Finance, 39, 153-185.

Eichengreen, Rose & Wyplosz (1996), ‘Contagious currency crises’, NBER Working Paper No. w5681, National
Bureau of Economic Research.

Fendoglu, Salih (2017), ‘Credit cycles and capital flows: Effectiveness of the macroprudential policy framework in
emerging market economies’, Working paper No 17/13, Central bank of Republic of Turkey.

Glocker, C. & Towbin, P. (2012), ‘The macroeconomic effects of reserve requirements’, WIFO Working Paper No 420,
WIFO.

Lim, C.H., Krznar, I., Lipinsky, F., Otani, A. & Wu, X. (2013), ‘The macroprudential framework; policy responsiveness
and institutional arrangements’, IMF Working Paper No 13/166, International Monetary Fund.

Mishkin, F.S. (2015), The Economics of Money, Banking and Financial Market, 11th edition, Pearson.

Ngân hàng Nhà nước (2011a), Thông tư số 07/2011/TT-NHNN về Quy định cho vay bằng ngoại tệ của tổ chức tín dụng
đối với khách hàng vay là người cư trú, ban hành ngày 24 tháng 03 năm 2011.

Ngân hàng Nhà nước (2011b), Thông tư số 13/2011/TT-NHNN về Quy định việc mua, bán ngoại tệ của tập đồn kinh
tế, tổng cơng ty nhà nước, ban hành ngày ngày 31 tháng 05 năm 2011.

Ngân hàng Nhà nước (2012), Thông tư số 07/2012/TT-NHNN về Quy định về trạng thái ngoại tệ của các tổ chức tín
dụng, chi nhánh ngân hàng nước ngoài, ban hành ngày 20 tháng 03 năm 2012.

Ngân hàng Nhà nước (2016), Thông tư số 24/2015/TT-NHNN về Quy định cho vay bằng ngoại tệ của tổ chức tín dụng,
chi nhánh ngân hàng nước ngoài đối với khách hàng vay là người cư trú, ban hành ngày 08 tháng 12 năm 2015.

Ngân hàng Nhà nước (2018), Thông tư số 42/2018/TT-NHNN về Sửa đổi, bổ sung một số điều của Thông tư số 24/2015/
TT-NHNN ngày 08 tháng 12 năm 2015 của Thống đốc Ngân hàng Nhà nước Việt Nam quy định cho vay bằng
ngoại tệ của tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước ngoài đối với khách hàng vay là người cư trú, ban hành
ngày 28 tháng 12 năm 2018.

Phạm Thị Hồng Anh & cộng sự (2017), ‘Điều hành Chính sách Giám sát an tồn vĩ mơ: kinh nghiệm quốc tế và
khuyến nghị cho Việt Nam’, Đề tài nghiên cứu khoa học cấp ngành 2016, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam.

Takagi, S. & Phạm, T.H.A (2011), ‘Responding to the global financial crisis: Vietnamese exchange rate policy, 2008-
2009’, Journal of Asian Economics, 22(6), 507-517.

Terrier, G., Valdes, R., Tovar, C., Chan-Lau, J., Fernández-Valdovinos, C., García-Escribano, M., Medeiros, C., Tang,
M., Martin, M.V. & Walker, C. (2011), ‘Policy instruments to lean against the wind in Latin America’, IMF
Working Paper 11/159, International Monetary Fund.

Thống đốc Ngân hàng Nhà nước (2002), Quyết định số 1081/2002/QĐ-NHNN về Trạng thái ngoại tệ của các tổ chức
tín dụng được phép hoạt động ngoại hối, ban hành ngày 07 tháng 10 năm 2002.

Thống đốc Ngân hàng Nhà nước (2003a), Quyết định số 1168/2003/QĐ-NHNN về Việc sửa đổi Điều 1 Quyết định số
1081/2002/QĐ-NHNN ngày 7/10/2002 của Thống đốc Ngân hàng Nhà nước về trạng thái ngoại tệ của các tổ

chức tín dụng được phép hoạt động ngoại hối, ban hành ngày 02 tháng 10 năm 2003.

Thống đốc Ngân hàng Nhà nước (2003b), Quyết định số 581/2003/QĐ-NHNN về Việc ban hành quy chế dự trữ bắt
buộc đối với các tổ chức tín dụng, ban hành ngày 09 tháng 6 năm 2003.

Tobal, M. (2014), ‘Prudential regulation, currency mismatches, and exchange rate regimes in Latin America and the
Caribbean’, Research Papers No.17, CEMLA.

Tovar, C., Garcia-Escribano, M. & Martin, M.V. (2012), ‘Credit growth and the effectiveness of reserve requirements
and other macroprudential instruments in Latin America’, IMF Working Paper 12/142, International Monetary
Fund.

Weymark, Diana N. (1997), ‘Measuring exchange market pressure and intervention in interdependent economies: A
two-country model’, Review of International Economics, 5(1), 72-82.

Zhang, L. & Zoli, E. (2014), ‘Leaning against the wind: Macroprudential policy in Asia’, IMF Working Paper No.14/22,
International Monetary Fund.

Số 268 tháng 10/2019 10

VAI TRÒ CỦA TỶ GIÁ CNY: KÊNH DẪN
TÁC ĐỘNG TRÀN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ
TRUNG QUỐC ĐẾN CHÂU Á VÀ VIỆT NAM

Phạm Thị Tuyết Trinh
Khoa Kinh tế Quốc tế, Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh

E-mail:
Bùi Thị Thiện Mỹ

Bộ môn Tốn, Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh
E-mail:
Lê Phan Ái Nhân

Khoa Kinh tế Quốc tế, Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh
E-mail:

Ngày nhận: 08/4/2019
Ngày nhận bản sửa: 03/6/2019
Ngày duyệt đăng: 05/10/2019

Tóm tắt:
Nghiên cứu làm sáng tỏ vai trò của tỷ giá Nhân dân tệ (CNY) đối với 10 nền kinh tế châu Á
và Việt Nam trong giai đoạn quý 1 năm 2002 – quý 3 năm 2018 ở khía cạnh kênh dẫn tác
động tràn từ chính sách tiền tệ Trung Quốc bằng phương pháp tự hồi quy vectơ ứng dụng
thống kê Bayes (BVAR). Kết quả nghiên cứu cho thấy kênh tỷ giá có dẫn ảnh hưởng từ chính
sách tiền tệ Trung Quốc đến châu Á và Việt Nam. Ngân hàng trung ương Trung Quốc (PBC)
thắt chặt tiền tệ làm CNY lên giá; tuy nhiên, do kênh tỷ giá chịu lấn át bởi các kênh khác,
cán cân thương mại Trung Quốc được cải thiện chứ không xấu đi như kỳ vọng. Mặt khác, tỷ
giá CNY thay đổi cũng kéo theo sự thay đổi tỷ giá các nước châu Á (trừ Việt Nam) do những
lo ngại đồng tiền nước mình lên giá so với CNY làm ảnh hưởng đến khả năng cạnh tranh
thương mại.
Từ khố: BVAR, tác động tràn chính sách tiền tệ, Trung Quốc, tỷ giá
Mã JEL: C11, C32, E52, O24.

The role of CNY exchange rate: Channel of Chinese monetary policy spillovers to Asian
countries and Vietnam

Abstract:

This study examines the role of CNY exchange rate on ten Asian and Vietnamese economies in
the period of from 2nd quarter of 2002 to 3rd quarter of 2018 in terms of channel of Chinese
monetary policy spillovers by using the Bayesian vector autoregressive (BVAR) model. The
results show that Chinese monetary policy affects Asian and Vietnamese economies through
exchange rate channel. The tightening monetary policy of People’s Bank of China (PBC)
causes CNY to appreciate; however, because the exchange rate channel is overwhelmed by
other channels, Chinese trade balance does not deteriorate as theoretically expected but
improves. On the other hand, movements of CNY also lead to movements of other currency
of Asian countries (except Vietnam) due to concerns that their currency appreciation against
CNY affects trade competitiveness negatively.

Keywords: BVAR, monetary policy spillover, China, exchange rate

JEL Code: C11, C32, E52, O24.

Số 268 tháng 10/2019 11

1. Giới thiệu giá do vậy được gọi là hiệu ứng chuyển dịch chi tiêu
(expenditure – shifting effect).
Trung Quốc có ảnh hưởng ngày càng lớn đối
với hoạt động thương mại và tài chính thế giới, đặc Ngồi kênh tỷ giá, chính sách tiền tệ cịn ảnh
biệt là châu Á, kể từ khi trở thành thành viên chính hưởng tràn đến các nền kinh tế khác qua kênh tổng
thức của Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) cuối cầu và tài chính (Ammer & cộng sự, 2016). Chính
năm 2001. Diễn biến của kinh tế Trung Quốc do sách tiền tệ nới lỏng thông qua hai kênh này gây hiệu
vậy cũng đã cho thấy ảnh hưởng tràn đến các nền ứng kích thích chi tiêu (expenditure – increasing
kinh tế châu Á (Furceri, 2017). Trong số các yếu tố effect), tác động tích cực đến nền kinh tế đối tác,
dẫn tác động tràn từ Trung Quốc, tỷ giá được đặc chứ khơng tiêu cực như phân tích thông qua kênh tỷ
biệt quan tâm do: (i) Trung Quốc đã từng bước cho giá. Cụ thể, kênh tổng cầu cho thấy chính sách tiền
phép tỷ giá CNY linh hoạt hơn từ năm 2005; (ii) tệ một nước nới lỏng kích thích tiêu dùng và đầu tư,
biến động CNY có ảnh hưởng đến tình trạng cán cân làm tăng cầu đối với hàng hoá nhập khẩu, do đó làm

thương mại khổng lồ của Trung Quốc với các nền tăng xuất khẩu và thúc đẩy tăng trưởng ở các nền
kinh tế. Nghiên cứu này được thực hiện nhằm xem kinh tế đối tác. Kênh tài chính cho thấy chính sách
xét vai trị của CNY như một kênh dẫn tác động tràn tiền tệ nới lỏng khiến lãi suất giảm và giá tài sản
từ chính sách tiền tệ Trung Quốc đến các nền kinh tăng ở nước sở tại, việc điều chỉnh danh mục đầu tư
tế châu Á và Việt Nam. Theo đó, nghiên cứu sẽ làm sang tài sản ở nước ngồi có tác động đến nền kinh
rõ: khi PBC thay đổi chính sách tiền tệ, tỷ giá CNY tế nước ngoài, làm giảm lãi suất và tăng giá tài sản,
sẽ phản ứng như thế nào, và phản ứng này của CNY tăng tổng cầu, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở nước
sẽ ảnh hưởng như thế nào đến các nền kinh tế châu ngoài. Như vậy, tác động tràn chính sách tiền tệ của
Á khác. một nền kinh tế đến các nền kinh tế khác là tích cực
hay tiêu cực phụ thuộc vào sự vượt trội của kênh tỷ
2. Cơ sở lý thuyết giá, hoặc kênh tổng cầu và tài chính.

Mundell (1963), Fleming (1962) và sau đó là Ở khía cạnh thực nghiệm, các nghiên cứu chủ yếu
Dornbusch (1976) đã đặt nền móng cho các nghiên tập trung vào tác động tràn của chính sách tiền tệ của
cứu về tác động tràn của chính sách tiền tệ thơng qua Mỹ hoặc châu Âu do quy mô của các nền kinh tế này
kênh tỷ giá. Trong nền kinh tế mở với cơ chế tỷ giá và vai trị quan trọng của đơ la Mỹ (USD) và euro
thả nổi và vốn lưu chuyển tự do, khi ngân hàng trung (EUR) trên thị trường tài chính quốc tế. Kết quả ở
ương thực thi chính sách tiền tệ nới lỏng, lãi suất hầu hết các nghiên cứu đều cho thấy mức độ tác
thực giảm, đầu tư trong nước trở nên kém hấp dẫn động tràn của chính sách tiền tệ thông qua kênh tỷ
hơn so với đầu tư nước ngoài, gây ra áp lực giảm giá giá yếu hơn so với kênh tổng cầu và tài chính. Akinci
nội tệ, sức cạnh tranh của hàng hoá sản xuất trong & Queralto (2018), Ammer & cộng sự (2016) chứng
nước nhờ vậy được cải thiện, xuất khẩu tăng, nhập minh rằng chính sách tiền tệ nới lỏng ở Mỹ làm GDP
khẩu giảm. Kết quả là sản lượng tăng, áp lực lạm nước ngoài tăng. Mặt khác, chế độ tỷ giá là một yếu
phát trong nước tăng. Tuy nhiên, tác động này có tố ảnh hưởng đến độ lớn của tác động tràn của chính
thể bị bù trừ bởi hiệu ứng cân đối tài chính (balance sách tiền tệ. Các quốc gia có tỷ giá neo theo USD
sheet effect). Nội tệ giảm giá khi chính sách tiền thường phản ứng mạnh hơn trước cú sốc tăng lãi
tệ nới lỏng có thể làm gia tăng các khoản nợ nước suất ở Mỹ so với các quốc gia có chế độ tỷ giá linh
ngồi tính bằng nội tệ, sản lượng do đó có thể sụt hoạt (Georgiadis, 2016).
giảm (Blanchard & cộng sự, 2010).
Trong khi đó, nghiên cứu về tác động tràn từ

Thay đổi trong chính sách tiền tệ theo hướng nới chính sách tiền tệ Trung Quốc nói chung cịn khá
lỏng khơng những tác động đến nền kinh tế trong ít (Samimi & cộng sự, 2019), phân tích riêng vai
nước mà còn ảnh hưởng đến các nền kinh tế là đối trò của kênh truyền dẫn tỷ giá hầu như rất hiếm, mà
tác thương mại, hệ quả là cán cân thương mại ở các ngun nhân có thể là do vai trị hạn chế của CNY
nước này xấu đi và sản lượng giảm. Ngược lại, chính so với USD hay EUR. Xét các nghiên cứu tương
sách tiền tệ thắt chặt lại có tác động tích cực đới với tự về vai trò của tỷ giá, chẳng hạn như ảnh hưởng
cán cân thương mại và sản lượng của các nền kinh của biến động tỷ giá CNY đến cán cân thương
tế là đối tác thương mại. Tác động tràn qua kênh tỷ mại Trung Quốc và toàn cầu, kết quả cho thấy ảnh

Số 268 tháng 10/2019 12

hưởng này là rất hạn chế. Guo (2017) chứng minh Trong đó, Yt là vectơ (n×1) của các biến nội
rằng cán cân thương mại Trung Quốc trong suốt giai
đoạn 2000-2012 không nhạy trước những thay đổi sinh dừng; Zt là vectơ (n×1) biến ngoại sinh; µ là
trong tỷ giá thực đa phương. Zhang & Sato (2013)
cho rằng cán cân thương mại của Trung Quốc chủ vectơ (nx1) của hằng số; ɛt là vectơ (n×1) của sai
yếu chịu ảnh hưởng của cầu thế giới và lợi thế so số có phân phối đồng nhất và độc lập thoả mãn: εt
sánh, còn tác động của tỷ giá hầu như không đáng ∼ N(0,∑) nghĩa là sai số ngẫu nhiên có phân phối
kể. Những kết quả trên gợi ý rằng tác động tràn từ chuẩn nhiều chiều với kỳ vọng bằng 0 (E(ɛt) = 0
chính sách tiền tệ Trung Quốc qua kênh tỷ giá có thể với mọi t) và ma trận hiệp phương sai giữa các sai số
yếu hơn so với các kênh khác. Mặt khác, liên quan
đến ảnh hưởng của tỷ giá CNY đến tỷ giá các nước ngẫu nhiên là E(ɛi, ɛj) = ∑; Ai (i = 1, 2, …, p) là ma
khác, Keddad (2019), Ma & McCauley (2011) phân trận (n×n) hệ số thể hiện tác động của các giá trị trễ;
tích diễn biến tương đồng của tỷ giá CNY với tỷ giá
các nước khác, qua đó nhấn mạnh về tầm ảnh hưởng và B là vectơ hệ số thể hiện tác động của các biến
ngày càng gia tăng của CNY. Keddad (2019) chứng
minh rằng tỷ giá ở các nền kinh tế Đông Á phản ứng ngoại sinh lên biến nội sinh.
mạnh khi CNY giảm giá hơn là khi CNY tăng giá,
cho thấy các nền kinh tế này không muốn đồng tiền Nghiên cứu sử dụng tiếp cận khối (block) để xây
nước mình tăng giá so với CNY. dựng vectơ biến nội sinh Yt. Ba khối biến được xây

dựng theo trật tự: Trung Quốc (cn), châu Á (a) và
3. Phương pháp nghiên cứu Việt Nam (vn). Việt Nam được tách làm một khối
riêng nhằm so sánh phản ứng của Việt Nam với các
3.1. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu nước châu Á khác. Khối biến của Trung Quốc gồm:
sản lượng (y) và giá cả (p) đại diện cho mục tiêu
Nghiên cứu sử dụng mơ hình tự hồi quy vectơ chính sách tiền tệ; cán cân thương mại (tb) phản ánh
ứng dụng thống kê Bayes (BVAR) được phát triển ảnh hưởng của kênh tỷ giá; cung tiền (m2) đại diện
bởi Doan & cộng sự (1984) và Litterman (1980, cho trạng thái điều kiện tiền tệ của PBC do cung tiền
1986). BVAR giải quyết vấn đề đa kích thước bằng được PBC dùng làm mục tiêu trung gian (Kamber &
cách thu gọn không gian tham số. Hàm phân phối Mohanty, 2018); tỷ giá (e) và lãi suất chuẩn (i) đại
xác suất tiên nghiệm (prior probability density diện cho điều hành chính sách tiền tệ của PBC.
function) cho các tham số được đặt ra không dựa
trên thơng tin từ mẫu. Sau đó, tính tốn hàm mật độ Mỗi khối biến của châu Á và Việt Nam bao gồm
xác suất hậu nghiệm (posterior probability density sản lượng (y) và giá cả (p) đại diện cho mục tiêu
function) cho các tham số của mơ hình bằng cách chính sách tiền tệ và biến lãi suất chính sách (i) đại
kết hợp phân phối tiên nghiệm và thông tin từ mẫu diện cho điều hành chính sách tiền tệ. Theo đó, vectơ
được phản ánh qua hàm hợp lý (likelihood function) YYtt b=aAo1Ygt-ồ1 +mA12Y2t-2b+i⋯ến+sAốp:Yt-p + BZt + μ + εt (2)
theo công thức Bayes.
Yt= [(ycnt, pcnt, tbcn, m2cnt, ecnt, icnt), (yat, pat, iat), (yvnt, pvnt, ivnt)] (3)
𝑔𝑔�𝜃𝜃|𝐸𝐸�  𝑓𝑓�𝐸𝐸|𝜃𝜃�. 𝑔𝑔�𝜃𝜃� (1)
YtN= [g(yhcinêt, npcnct,ứtbucn, đmư2acnt,ảencnht, ichnt)ư, ở(ynatg, pakt, heaủt)n, (gyvnht,opảvnnt, gevn2t)]00(48)
Trong đó, g(θ) là hàm mật độ xác suất tiên nghiệm
cho tham số θ, giả thuyết về g(θ) có trước khi có (c08) vào mơ hình dưới dạng biến giả ngoại sinh do
bằng chứng E từ mẫu; f(E|θ) là hàm mật độ xác suất Y = AX + BZ + ε (5)
của thông tin E từ mẫu với điều kiện tiên nghiệm về khủng hoảng đã tạo ra các
θ, được gọi là hàm hợp lý; và g(θ|E) là hàm mật độ những biến động lớn của
xác suất của θ với điều kiện thông tin mẫu E, được
gọi là hàm mật độ xác suất hậu nghiệm. Do vậy, tiếp điểm gãy cấu trúc trong diễn biến của các biến số
cận BVAR tập trung chủ yếu vào việc đặt ra phân
phối tiên nghiệm cho tham số của mơ hình. trong hệ thống BVAR được xây dựng.

Mơ hình BVAR tổng quát được viết dưới dạng: Mơ hình (3) được dùng để phân tích ảnh hưởng
của cú sốc lãi suất PBC đến tỷ giá CNY và cán cân
Yt = A1Yt-1 + A2Yt-2 +⋯ + ApYt-p + BZt + μ + εt (2) thương mại Trung Quốc với kỳ vọng PBC tăng lãi
suất, nội tệ tăng giá làm cán cân thương mại Trung
Quốc xấu đi. Kỳ vọng này ngầm cho rằng hiệu ứng
cân đối tài chính khơng lấn át ảnh hưởng của tác
động dịch chuyển chi tiêu do nợ nước ngoài của
Trung Quốc rất thấp – tỷ lệ nợ nước ngoài so với
GDP trung bình 10% trong giai đoạn nghiên cứu.

Mặt khác, Trung Quốc theo đuổi chế độ tỷ giá
được kiểm soát. Tương tự, các nền kinh tế châu Á
cũng kiểm soát khá chặt diễn biến tỷ giá và khơng ít

SYốt=26[(8yctnht,ápncngt, t1b0cn/,2m0129cnt, ecnt, icnt), (yat, pat, iat), (yvnt,1p3vnt, ivnt)] (3)

Yt= [(ycnt, pcnt, tbcn, m2cnt, ecnt, icnt), (yat, pat, eat), (yvnt, pvnt, evnt)] (4)

nền kinh tế xem ổn định giá trị đối ngoại của nội tệ XT]’, với Xt = [Y’t-1,…,Y’t-p,1]’; ε = [ε1,ε2,…,εT]’ và
như một mục tiêu của điều hành chính sách tiền tệ. A=[A1,A2,…,Ap,μ]’ là ma trận gồm các hệ số hồi quy
Thương mại Trung Quốc với các nước châu Á nói của biến trễ và hằng số.
riêng và thế giới nói chung được hưởng lợi lớn từ
diễn biến tỷ giá CNY; do vậy, những biến động của Nhằm thuận tiện trong việc tính tốn, các phân
tỷ giá CNY có thể dẫn đến những phản ứng tương phối tiên nghiệm đặt cho các ma trận A, B và Σ
tự của các nước nhằm bảo vệ sức cạnh tranh thương thường được chọn sao cho hàm mật độ xác suất tiên
mại của nền kinh tế. Nghiên cứu xem xét thêm tác nghiệm và hậu nghiệm có cùng họ (family), được
động tràn của thay đổi tỷ giá CNY đến các tỷ giá của gọi là họ liên hợp tự nhiên.
châu Á. Biến tỷ giá (e) được đưa vào thay thế cho vị
trí lãi suất chính sách (i) châu Á và Việt Nam trong 3.2.1. Tiên nghiệm cho ma trận A

mt =hn1Yht-1(+3)A2ởYt-t2r+ê⋯n.+KAhpYi t-đp +óBvZet c+tμơ+Yεtt (đ2)ược cấu trúc
thYet=o[(tyrậcntt, tpựcnt,stabucn:, m2cnt, ecnt, icnt), (yat, pat, iat), (yvnt, pvnt, ivnt)] (3) Litterman (1980, 1986) đề xuất tiên nghiệm
Minnesota cho việc chọn họ liên hợp tự nhiên
Yt= [(ycnt, pcnt, tbcn, m2cnt, ecnt, icnt), (yat, pat, eat), (yvnt, pvnt, evnt)] (4) cho (A, Σ) là phân phối Wishart nghịch đảo chuẩn
(normal inverse Wishart distribution):
Y = AX + BZ + ε (5)
𝑣𝑣𝑣𝑣𝑣𝑣(𝐴𝐴)| ∼ 𝑁𝑁 �𝐴𝐴0,   0 � ;  ∼ 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖0, 𝛼𝛼0) (6)
Ảnh hưởng của chính sách tiền tệ Trung Quốc
đến chính sách tiền tệ châu Á và Việt Nam được đo Trong đó, (A0, Ω0 , S0, α0) được gọi là các siêu
lường qua phản ứng của tỷ giá châu Á và Việt Nam
với cú sốc tỷ giá CNY. Theo đó giả thuyết được đặt tham số (hyperparameter) của các phân phối tiên
ra là tỷ giá CNY tăng (USD lên giá so với CNY) nghiệm cho (A, Σ).
làm tỷ giá các đồng tiền châu Á cũng tăng.
Theo đó, Litterman cho rằng các biến nội sinh
3.2. Các giả định tiên nghiệm của mơ hình VAR tuân theo bước ngẫu nhiên có bụi
(random walk with drift):
Mơ hình BVAR tổng qt (2) được viết dưới dạng
rút gọn: Yn,t = μn + Yn,t-1 + εn,t (7)
với các giả định: (i) Những độ trễ gần nhất của
Y = AX + BZ + ε (5) các biến sẽ cung cấp nhiều thông tin hơn những độ
trễ xa; (ii) Độ trễ của biến nội sinh sẽ có ảnh hưởng
Trong đó, Y = [Y1,Y2,…,YT]’ ; X = [X1, X2,…, mạnh hơn đến chính biến nội sinh đó so với các độ
trễ của các biến nội sinh khác.

Ký hiệu Tên biến Bảng 1: Tính tốn biến số Nguồn
biến Sản lượng Đo lường
ARIC (2019)
y Tăng trưởng sản lượng so với cùng kỳ năm
trước IFS (2019)
p Giá cả Lạm phát so với cùng kỳ năm trước IFS (2019)

Tăng trưởng cung tiền so với cùng kỳ năm
m2 Cung tiền trước Ngân hàng trung
Lãi suất tính theo năm ương các nước
i Lãi suất chính IFS (2019)
Thay đổi tỷ giá danh nghĩa niêm yết với
sách tiền tệ USD so với quý trước IFS (2019)
Logarithm tự nhiên của tỷ lệ xuất khẩu/
e Tỷ giá nhập khẩu

tb Cán cân thương

mại

Nguồn: Nhóm tác giả.

Số 268 tháng 10/2019 14

độ trễ xa; (ii) Độ trễ của biến nội sinh sẽ có ảnh hưởng mạnh hơn đến chính biến nội sinh đó

so với các độ trễ của các biến nội sinh khác.
Từ đó, phân phối tiên nghiệm Minnesota chọn các phân tích mơ hình, kết quả ước lượng mơ hình

Từ đó, phân phối tiên nghiệm Minnesota chọn các siêu tham số của ma trận A sao cho
siêu tham số của ma trận A sao cho mỗi phương trình gần giống với phương pháp bình phương tối thiểu
mỗi phương trình trong quá trình VAR sẽ tập trung vào dạng phương trình (7). Các hệ số trong
trong quá trình VAR sẽ tập trung vào dạng phương thông thường (OLS) cổ điển. Nếu γ quá nhỏ, quá
các ma trận Ai (i=1,…p) được giả định độc lập và có kỳ vọng, phương sai được xác định như
trình (7). Các hệ số trong các ma trận Ai (i=1,…p) trình VAR phụ thuộc hồn tồn vào thơng tin tiên
sau: được giả định độc lập và có kỳ vọng, phương sai nghiệm, dữ liệu mẫu khơng đóng góp vai trị trong

được xác định như sau: quá trình phân tích mơ hình. Theo Banbura (2010),

𝐸𝐸𝐸(𝐴𝐴�)��|𝛴𝛴𝛴 𝛴 � 𝛿𝛿� 𝑘𝑘𝑘𝑘𝑘𝑘𝑘𝑘 𝑘 𝑘𝑘𝑘 𝑘𝑘 𝑘 𝑘 (8) khi lượng biến số tăng lên, số lượng tham số cần
0 𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐 được thu gọn để tránh khả năng mô hình rơi vào
dạng quá phù hợp. Do số lượng biến trong mơ hình
� �(�) ,𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 𝑖𝑖𝑖 BVAR của nghiên cứu rất lớn, nghiên cứu xác định
𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉𝑉(𝐴𝐴�)��|𝛴𝛴𝛴 𝛴 � � . 𝑤𝑤��. �� � ,𝑖𝑖 𝑖 𝑖𝑖𝑖 𝑖𝑖𝑖 (9) giá trị siêu tham số là γ = 0,1 tương tự như Utlaut &
�(�) � Roye (2010).

Ở định nghĩa (8), δi được Litterman (1986) đề f(l) =ld thể hiện mức độ phân tán thông tin của

xỞuấtđịbnằhnngg1h.ĩaT(u8y), n𝛿𝛿h� iđêưnợ, cngLhititêenrmcứanu (c1h9ọ8n6)δđi ề=x0u,9ất bằbniếgn1t.rTễ uqyuannhhiêgni,ántgrịhitêiênncnứguhciệhmọntrung bình 0 (với

𝛿𝛿� = 0t,h9etoheđoề đxềuấxtucấủtacủUatlUautlta&ut R&oRyeoy(2e0(1200)1v0ì) cvhì ochroằnrgằng đcộáctrbễiếlnớnnộhiơsnin1h).khTơhnego hgoiảànđtịnohàntrực quan (i) của
các biến nội sinh khơng hồn tồn tn theo bước
tn theo bước ngẫu nhiên. Litterman, với những độ trễ gần sẽ cung cấp thông

ngẫu nhiên. tin giải thích cho biến phụ thuộc nhiều hơn. Do đó
ỞỞđịđnịhnhngnhgĩhaĩa(9()9, )γ, đγưđợưcợgcọiglọài đlộà cđhộặtchcặhtuncghu(nogverafl(ll)tiđgưhợtncecshs)ọncủsaaotiêcnhonpghhưiệơmng. Nsaếiucủa hệ số hồi quy
γ quá l(ớonv,ertahlôlntgightitnnetisêsn) cnủgahitệiêmn knhgôhniệgmt.hNể ếhuiệγn qvuấi tlrớịn,trontgạipnhhâữnntgícđhộmtrơễ lhớìnnhc,ànkgếtnqhuỏả. Nướgchiên cứu chọn d =

lượng tmhơơnhgìntihngtầiênngniốgnhgiệvmớikphhơưnơgntghểphháiệpnbvìnahi tprhịưtơronnggtối t0h,i1ểuthtehnUgtltahuưt ờ&ngR(oOyeLS(2)0c1ổ0đ).iển.

Nếu γ q nhỏ, q trình VAR phụ thuộc hồn tồn vào thơng tin tiên nghiệm, dữ liệu mẫu

khơng đóng góp vBaải ntrgị2t:rLonãgi squuấát cthrìính psáhcâhnntgícâhn mhàơnghìtnrhu.nTg hưeơongBcấncbnurưaớc(2s0ử1d0ụ),nkghtirolưngợnngghiên cứu

biến số tăng Nlêưnớ, csố lưTợênngnthgaâmn hsàốncgầtnruđnưgợưcơtnhgu gọn để Ltrãáinshukấht ảchníănnhgsámchơ hình rơi vào dạng Nguồn
q phù hợp. Do số lượng biến trong mơ hình BVAR của nghiên cứu rất lớn, nghiên cứu xác
CN People’s Bank of China Lãi suất cho vay IFS (2019)

định giá trị siêu tham số là 𝛾𝛾 𝛾𝛾𝛾𝛾 tương tự như Utlaut & Roye (2010).
HK HongKong Monetary Authority Lãi suất cơ bản (base rate) HKMA (2019)
𝑓𝑓𝑓𝑓𝑓𝑓𝑓𝑓𝑓� thể hiện mức độ phân tán thông tin của biến trễ quanh giá trị tiên nghiệm
IN Reserve bank of India Lãi suất repo RBI (2019)
trung bình 0 (với độ trễ lớn hơn 1). Theo giả định trực quan (i) của Litterman, với những độ trễ

gần sẽ cungIDcấp thơngBtainnkgSiảeinttrhlcRhecphuoblbikiếInndpohnụestihauộc nLhãiiềsuuấhtơrnep. oD7onđgóày𝑓𝑓(𝑙𝑙) được chọn saoBSRI (2019)

cho phương sai của hệ số hồi quy tại những độ trễ lớn càng nhỏ. Nghiên cứu chọn 𝑑𝑑 𝑑 0,1

theo UtlautJP& Roye (2B0a1n0k).of Japan Lãi suất chiết khấu BOJ (2019)

𝑤𝑤��K∈R[0; 1] thBể ahnikệnofcKụotrheểa giả định (ii) của LitteLrãmi asunấ.tTcỷơ blệản𝑤𝑤��. �� �� thể hiện tỷ trọng IFS (2019)
MA Bank Negara Malaysia Lãi suất chính sách qua đêm BNM (2019)
khác nhau về mức độ ảnh hưởng thông tin của bậc trễ 𝑙𝑙 của biến nội sinh 𝑌𝑌� đối với biến nội
(overnight policy rate)
sinh 𝑌𝑌�. Theo Litterman (1986), Banbura (2010), nghiên cứu chọn 𝑠𝑠� là sai số chuẩn của phần
đượScGtừ hìnMh otựnehtồariyqAuyutđhơornitmy oỗfi Sbiinếgnanpộoriesinh Lãi tshueấot cbhiíếnnh tsráễcvhới NghiênMAS (2019)
dư thu mô 𝑌𝑌� bậc trễ 𝑝𝑝.

cứu đồng thPờHi chọn 𝑤𝑤�B�a=ng0ko,5StehnetroalkNhugyPếinlipnignhasị của UtlaLuãti&suRấtomyuea(2lạ0i1đ0ả)o. qua đêm BSP (2019)
(overnight reverse repurchase) CBC (2019)
3.2.2. Tiên nghiệm cho ma trận B và ma trận 
TW Central bank of the republic of Lãi suất chiết khấu

China (Taiwan)

TH Bank of Thailand 7 Lãi suất chính sách BOT (2019)
VN Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Lãi suất tái chiết khấu NHNN (2019)

Nguồn: Nhóm tác giả

4. Kết quả và thảo luận

Số 42.618. Đthặcánđigểm10th/2ố0n1g9kê dữ liệu 15

Bảng 3 cho biết trọng số các nước để tính tốn biến số của châu Á và nhóm nước. JP có trọng
số thương mại lớn nhất, chiếm 25%, kế đến là KR, HK, SG ở mức trên 10%; các nước cịn lại có trọng

Roye (2010) vì cho rằng các biến nội sinh khơng hoàn toàn

là độ chặt chung (overall tightness) của tiên nghiệm. Nếu

ơng thể hiện vai trị trong phân tíc0h(vmớơi đhộìntrhễ, lkớếnt hqơunả1ư).ớTcheo giả định trực quan (i) của Litterman, với những độ trễ gần sẽ cung cấp
g pháp bình phương tối thiểu thơntghơthnưgờtinngg(iOảiLthSí)chcổchđoiểbniế.n phụ thuộc nhiều hơn. Do đ0ó (𝑓v𝑓�ớ𝑙𝑙i�đđộượtrcễ clớhọnnhsơano1c)h.oTphheưoơgnigả đsaịni hcủtarựhcệqsuốan (i)
hồi quy tại Bảng 3: Trọng số các nước châu Á thông ti0n,1gitảhietohUícthlacuhto&biRếnoypehụ(2t0h1u0ộ)c. nhiều hơn. Do
những độ trễ lớn càng nhỏ. Nghiên cứu chọn 𝑑𝑑 𝑑
thuộc hồn tồn vào thơng tin tiên nghiệm, dữ liệu mẫu
Nước Trọng số Nước hồi quy tại nhTữnrọgn�đ�gộstốrễ lớn càng nhỏ. Nghiên cứu ch
rình phân tích mơ hình. Theo Banbura (2𝑤𝑤0��10∈),[0k;h1i]ltưhợểnhgiện cụ thể giả định (ii) của Litterman. Tỷ lệ 𝑤𝑤��. thể hiện tỷ trọng khác nhau
cần được thu gọn để tráHnhKkhả năng mơ hình rơi v0à,o14dạng MA ��
𝑤𝑤�� ∈ [00;,10]6thể hiện cụ thể giả định (ii) của L
về mức độ ảnh hưởng thông tin của bậc trễ 𝑙𝑙 của biến nội sinh 𝑌𝑌� đối với biến nội sinh 𝑌𝑌�. Theo Litterman
g mô hình BVAR của nIgNhiên cứu rất lớn, nghiên0c,ứ08u xác chọnPH𝑠𝑠� cvhềumẩnứccủđaộ ảpnhhầnh0ưd,ởư0n2tghuthđơưngợctintừcủmbhậcìnthrễtự𝑙𝑙 chủồaibiến n
(1986), Banbura (2010), nghiên cứu là sai số
tương tự như Utlaut & RIDoye (2010q)u.y đơn mỗi biến0n,0ộ4i sinh 𝑌𝑌� theo biến tSrGễ với bậc trễ(1𝑝𝑝9.8N6g),hBiêanncbứuura0đ(,ồ12n10g10th),ờni gchhiọênn 𝑤c𝑤ứ��u=ch0ọ,n5 𝑠t𝑠h� eloà sai s
quy đơn mỗi biến nội sinh 𝑌𝑌� theo biến trễ với bậc
phân tán thông tin của biến trễ qukahnuhyếgninágthrịị ctủiêanUntlgahuitệ&mRoye (2010).
JP 0,25 TW 0,09
khuyến nghị của Utlaut & Roye (2010).

Theo giả định trực quan (i) của Litt3e.r2m.2a. nT,iêvnớni gnhhiữệmngcđhoộ mtraễ trận B và ma trận 
KR 0,15 TH 0,06
cho biến phụ thuộc nhiều hơn. Do đó 𝑓𝑓(𝑙𝑙) được chọn sao 3.2.2. Tiên nghiệm cho ma trận B và ma trận 
Nguồn: Nhóm tác giả. Ma trận B được chọn là khơng có thơng tin tiên nghiệm. Đối với ma trận hiệp phương sai của
ại những độ trễ lớn càng nhỏ. Nghiên cứu chọn 𝑑𝑑 𝑑 0,1 n×n), được giả định có phân phốMi taiêtnrậnngBhiệđmượWc cishhọanrtlàngkhhịơcnhgđcảóo:thơ∼ng tin t
các sai số ngẫu nhiên  (cấp

� các sai số ngẫu nhiên  (cấp n×n), được giả định có
𝑆𝑆� là ma trận kỳ vọng tiên nghiệm của . Giả định các sai số ngẫu
w ∈ [0;1] thể h𝑖𝑖𝑖iệ𝑖n�𝑆𝑆�c,ụ𝛼𝛼�t�h.ểKghiiảđóđ,ịn𝐸𝐸h�𝛴𝛴(�ii=) của
ij Bảng 3: Trọng�s�ố��c�á�csnốưnớgcẫcuhânuhiÁên của quá trình VAR là độc lập nh�au,
Tính dừng của các chuỗi biến số được kiểm định bằng phương ph𝑖𝑖𝑖á𝑖p�A𝑆𝑆�u,g𝛼m𝛼�e�.ntKedhiDđióc,ke𝐸y𝐸�F𝛴𝛴u�ll=er�� 𝑆𝑆� là ma trận kỳ
gảiảđịđnhịnthrự(ciiq) ucaủLna0i(tLi(t)veiớrc0tmtủie(ađravmộnớL.iitatrđntTễeộ.ỷrlmớTtrnlỷễaệnhll,ớơệvnnn𝑤ớhh𝑤1i�ơi)�nê.n.nhT�ữ1ch)nủe.gttaohhTđqểểhgộueihảáhotiirtđệệễgrịnìninngảhthầtỷđnỷtVịrntsựrAthẽọcrRọnctqrnugựulgnàcagnđqkộcu(hấcia)ápnlccậủp(ia)nLnhcủagituahte,iLrênmingtthaencirêmứ,nvuacớnứic,uhnvhọcớữhni ọnngnhữ𝐸đ𝐸nộ�g𝛴t𝛴r�đễộ=gtầr𝑑nễ𝑑𝑑𝑑𝑑gs𝑑ẽầ𝑑𝑑nc𝑑𝑑us𝑑�nẽ�g,c…ucnấ, p𝜎g𝜎��c]ấ�vp�ớ�i�𝜎�𝜎��� là phương
htheuoộgciảnhđiịềnuhhtơrựnnc.thhDqu(uonAatgđhvnDóơtềi(NFni𝑓m))𝑓gư�gcvớứ𝑙ti𝑙ủi�àảccnaiđPgđtưLhhiộợảiíitclictlảheitnpchrchhmísPhcọaaohheninrưcbcr,sởoủhiavếnanoo�ớngp(bicpPhinthếPầhohnụn)ơữp.pntdnhBhhgưTưuảụơộrtntđiừtọcngộnhngmnu4tcgrhộsơủễacicsềaihhốgnuocìầbhnủhnậtihaơhềcsuấnthẽựyt.ệhrcDễhơcsuồốánonci.lgđqDcóuchoấy𝑓ul𝑓pàđỗ�đNó𝑙iơ𝑙p�yưn𝑓h𝑓đ,ớ�ưcưp𝑙c𝑙ủơợ�,ancmđgmưc2hợỗ,sọciain,ibceihscếaọvủnnonàahncstiộphbêaihnocsầcủpicnủhahaoưdTtơqưphrnuuhegátnTưoừgơtsrbraọnmìQiinnếguchơngsủốaVtsahcriốễ,hcncvệủRhhớasâliốtuhàựbệđÁậhscộốồctirlễậqp𝑝u𝑝.nyChấuch, ncghhọinên cứu
ông tin của bậc trvễà𝑙𝑙VciủệtaNbaimếnđnềộuidsừinnghít𝑌𝑌�nhđấốtithveớoimbộiếtnphnưộơing pháp kiểm định (ADF hoặc PP), phù hợp cho ước lượng
gnnphhỏụ. Nthguhộicênnhciứcềhuuủồachihơbqhọniuồnế.yinD𝑑qtH𝑑ạonu𝑑iKộyđnióth0ạsữ𝑓,i𝑓1n�ng𝑙hth𝑙h�ữđeYđnộoưtjgitUợêđrđncễốtộliclanớthugvrnọtễhớn&icilệớàsmbnRaigoếoccnhcnehongoỏ(ộ0.2np,iN01hns14ỏgưhi0.hnơư)Nihn.êtggrnhsicn.iaứêiTtnuưchơủcenaứhogọuhnệtcựh𝑑s𝑑đọốn𝑑ơnhnMư𝑑𝑑0CcA𝑑,ủ1aarta0hmi,ea1onỗtiUh(be2toli0aế1Uuns0attni)l&a,cộuCủiRtaaso&ripryniheRehầr(onot2yh0d&ee1ưo(0c2t),ộừb00.ni16mếg0nơ)s.ựthrìễ(n2hv0ớ0tựi9)bh.ậồci qturễy đơn của mỗi b
nnbcuàrnag(2nh0ỏ1.0N),gnhLgiêihtntibeêcằrnứmnugcaứcnBhuV(ọ1cnA9h𝑑R8ọ𝑑6.n𝑑),𝑠𝑠B�0,la1àntbshaueiroasUố(2tcl0ah1uut0ẩ&)n, nRcgủohayieêpn(h2ầc0nứ1u0)c.họn p. Cách chọn �ti�êtniê�n� gnhgihệimệmcchhoo  nhnưhưtrêtnrêtnươtnưgơntựgnhư Caraiani (2
hơểngmiảỗđiịnbhiế(nii)ncộsủiaslàiLnishtatei𝑌rs𝑌𝑤m�Iố𝑤N�ta�hcne∈h𝑤. o𝑤uT�[�ẩỷb0n∈i;lếệ1cn[]𝑤ủ0𝑤3tta;�hr.�1ễ3ểp. ].�hvh�Dtầớihệtnữểihnbểhdlciậiưhệụệcuintệththnncrểuễụgtgỷh𝑝tđi𝑝hi0tảư.êrể,ọNợnđ0gnị8cgcingảứhhtừkđui(êhịimniná)hcơc(nủihhia)ìanLcuhủitateLrmittaenrPm.HTaỷn . l ệT𝑤ỷ𝑤�l�ệ. 𝑤𝑤� �t.h�ể htihệểnhtiỷệntrọtỷn g0tr,ọk0nh2gácknhháacun h au

� �
i B�ả�ng 4�:� Kết quả kiểm định nghiệtmự đnhơưn Cvịabraằinagni�A(D20F1v0à),PCParriero & cộng sự (2009).
ủknahcubụậycếthntểrễng𝑙g𝑙iảchủđịaịcnbủhtiựvaế(ềnihUim)ồntvciộlứaềủqicuasumđtiyLnIộứ&Dhiđctảtơ𝑌nđeR𝑌nhrộmođhmảốyaưnieỗnhởvi.(nớhT2bgiư0iỷbếởt1hilnnếệ0ơgnn)n𝑤.ộ𝑤tgnh�i�ộtơC.siin�isá�ngicnhủtthhinanYểư𝑌bc𝑌iớhậủ.cti0cThaệ,cn0ethbrho4eễậtâỷocb𝑙u𝑙tLticrrÁếủọiễntant𝑙t𝑙egtrbcrroiễmủknếahvngấbớnnciiộếgninhhsinăinuộnhicsS𝑌ứi𝑌�nGuđhốg𝑌iồ𝑌�vmđớốiHibvoiớếnnigb3nKi.ộế3oin.nsDnignộữh(iHsl𝑌ii𝑌Kệ�n.uh)T,n𝑌hẤ𝑌�ge.nh0oT,i1ĐLhê1neiộtotce(LứIrNmiut)tae,nrImndaonnesia (ID), Nhật
Nước/ � � 3.3. Dữ liệu nghiên cứu
g tin của bậc trễ s𝑙b𝑙(aậc1iủc9sa8tốr(b61ễci)9ế,hpn8uB.J6ẩnaNP)nộn,gibcBshuủiairnănahnbp(u𝑌h2c𝑌�Krầ0ứađnBi1uốể(0ảd2miđ)nư0v,ồ1ớ(ntnJ0higBg)ubh,)iti,ếđnêhnưHgnờhợniàcicộnứcêinhtuQừsọic0unmứh,ốh2uọwơc5𝑌n𝑌ci�(hj.hK𝑠=ì𝑠Tọn�Rhnh0l)àe,,𝑠t5o𝑠ựs�MaLtlhihàaiồtesltsaiốoeayricsmihsaaốunẩ(cMnhTucAWủẩ)na, Ppcủhaiầlnipphdpầưinntehdsuư(PđthHưuợ),cđCSưtáừiợnccgmnatơưừpớ0ohmc,rì0enơc9h(hhSâtìGựunh)Áh, ồtĐựtiràohinồLgionagnh(iêTnWc)ứ,uTghồámi Hon
cứu chọn 𝑠𝑠 là nhóm y P m2Các nước ichâu Á troneg nghiên ctứbu gồm Hong
à ma trận �
gehoiêbniếcnứturễcvhớọni kb𝑠q𝑠hậ�uculytrqếđsễunơay𝑝ni𝑝n.sđgmốNơhỗngcịihhcmbuiủêiẩỗaếnninUcbcnứđitủếlộuLịaanniuađphsntồihộn&nầ(ihTgnsRHitd𝑌nh𝑌o)ư�hờyvtithềh𝑌ce𝑌u(�hVo2ọtđi0hbnệư1eitếợ𝑤o0nN𝑤c)b.atirừmế=ễnmv(0tVớơr,5ễiNhbvt)ìhậớn.cehiCotbátrựậcễc𝑝hn𝑝tồư.KrễiớNoc𝑝gn𝑝.hngNiàê(ygnHhccKihứêi)nuế,mcẤđứồntunrugBĐđnảồtộghnờb(g(IiìJNntBchhh)ờ),ọ,8iInH0cn%h𝑤àd𝑤ọno�n�gnQi=e𝑤áu𝑤s�ốit�0racị,=5(t(IhKtD0ưhR,eơ)5,)on,tNghMehmoaậạltaiByhsảainai c(MhiềAu),cPủahilippi
nướKc R 0,1�5� TH 0,06
(2𝑌0𝑌�1t0h)e.o biến trễkvh3ớu.yi2kế.bh2nậu.cnyTgếtirnhêễnịn𝑝c𝑝gnủ.hgaNịhUcgiủệhtmlaiaTêUunrctuthcln&aoứguuRmtQđo&auồyốtneRrcgậ(o2vnyt0hớeB1ời(0ic2v)ch0.àhâ1ọum0n)Áa.𝑤,t𝑤r�v�ậàn=cΣh0i,ế5mthgeầ(oJnBn)h, ưHtàunyệQt uđốốci ởL(KamnRứ()cT, H9M8)a%vlaàFyVDsiiIaệtT(NMruanAmg),Q(VPuhNốic)l.ipvCớpáiicncehnsâưuớcÁnhàyàncghiếm
Roye (2010). MNgTaurtồurnậ:gnNBhóđmượtáccAcngDhăiảọFm.n. t-2,55* -2,37 -5,69*** -3,06**Trungn-Q3,u0ố2c**v*ới châ-u2,Á25, và chiếm gần như tuyệt đố

là khơng có thông tin tiên (PH), Singapore (SG), Đài Loan (TW), Thái Lan
B và ma trận  3.2.23..2T.i2ê.nTcnnigênhinệgmhciệhmo mchaotmrậantBrậvnàBmvaàtmrậantrận 
trận B và 7 nghiệQmu.ốcĐ: ối với maPPtrận hBitệ-ảp2n,5gp2h1*ưvơàn2g tsr-ì3an,i0hc4bủ*àa*yccáácch-5t,í8(nT3h*Ht*o)*ávnàcVác-i3ệbt,1iNế4n*a*smnốăm(vVà. Nnn-g3).u,2ồC6ná*cd*ữ*nưliớệuc.-n2Dà,3ữy5lc*ihệuiếcmhotrnugnhgiên cứu có
ma trận 
khơng có thơngstaini stiốênnngMgẫhauiệtMrnmậhan.iêtĐBrnậốnđiΣưvBợớ(cđicưấcmhpợaọcnntcr×ậhlànnọ)nkh,hilệđơàpưnkgợphchơcưnógơgtinhảcgơóđnstgịahniơthicnnủgcatóitêin tnibêgìnhnihnệgm8h.0iệĐ%mố.igĐviớáốiitmrvịớaitthmrưậanơnthrgBậiệnảpmnhpgạiệhi1pưhơvpanàhigư2cơshtanriiìgềncuhsủaacbiủàcyaủacTárcuhntgính tốn các biế
ọn là khơng có tcháơcngVscấtiiciệnstsốNtaiTiênangísmnốẫnh:ugndhgnừiẫhệnuiAmêgtnD.ầchnĐủFiêasố(nucicấáấvtcpớq(cincu-hmấ1×ýup,na9ỗt)rn5it,or×bnđậinngưế)nợ,hgcđiisệaốưgpi-ợiđđ2ảpcưo,h7đợạgư1ịncinơ*ảhkqnđiugểcịýnmósh1apđichnịcónâăủnmhQpahbpu2âằhố0nnốc0gip2vtphới–êhốinưiqc-ơut3nhiýnê,gâ0gnhu37ipn*ệÁnhgm*ă,áhmpviWệàA2mic0ush1hgW-i8amế1.rim,tseB7hnn0iagtếg*erầnhtdnịsncDốnghihhccđưịủkcảaehotyuT:đyFrảệuuo∼tnl:lđgeốrQi∼uởốmc vứàc Việt Nam
n), được giả địnphhcâón pphhâốnipthiêốni tinêgnhniđệgưmhợicệWmthuiWsthhiasậrhptatrnrtựgnchgịthciếịhcphđcđủảảaoo:t:ừng∼nước. Đối với nhóm chtâầunÁsu, ấtừt nqguýbitếronnđgưgợicaitíđnohạlnà qtrung1 bnìănmh c2ó00tr2ọn–gq 3

vn
ấ�p n×n), được gi𝑖𝑖ả𝑖𝑖(đA�ị𝑖n𝑆𝑖D𝑆𝑖�h𝑖F, �c𝛼)𝛼𝑆ó�𝑆v��pà,.𝛼hP𝛼Kâ�hnK�hi.liphlKđihipóốhđ,PiPóe𝐸tđPi,𝐸róê�rn,o𝛴𝛴n�𝐸n𝐸g(�=P𝛴h𝛴P-i�ệ2)m,=.5�B0Wả*nigs�𝑆𝑆h�4alrcàt𝑆h𝑆mn�o-g2lathà,h0tịmrấ6clậyhàancđtkmráảỳậcoanv:ckọhỳnu∼9gỗv8iọti%ynê,gnpFtn,iDgêmnhIi2nTệ,gmr-i2uh,,ince3ệủgm9vaQàđcưutủ.bợốaGccciủtả-vh.4ađGuớ,6Tịiint7ảhrchu*ậhđn*cpịâgá*nutchrQựÁsccuấiốhtciscàếsố,npacngichgsủnâốẫauăunmtÁừg.nẫug nước. Đối với nhóm
���� 𝑆𝑆� là ma trận kvỳàvVọinệgt Ntiêanmnđgềhuiệdmsừốnccgủủatnc.háGấc�ti�nảt�hưđ�eớ�ị�ocn���hmc�hcộ�âát�ucpshÁaưi(ơsknốhgơnpnghgẫáubpakoiểgmồmđịVnhiệ(tANDaFmh) ovặớci PtrPọ)n,gphsốù hcủợap mchỗoi ưnớưcớclưlợàntgỷ trọng thương mại

�
= ������ 𝑆𝑆� làtmrnậhanitêrknậỳhnciủêkvanỳọqncvuủgọáantgtqirêtnniáêhntArVgìtnDnrhAgohiFhnệRVigmệlAmg�àciRđa-củ5iộủla,càđa6o6lđậạ�*ộ.pn*c.Gn*Glihậgảpiahảđuinịê,đn�-hnn4ịhang,cu1chhứ,6áiunêc*c.gn*ásNhc*aciigứêsshnuaốiiêcnnứhgọucẫnứucuh𝐸𝐸Bọ�sn𝛴ửả𝛴n�𝐸d𝐸g�ụ=𝛴n1𝛴g�𝑑𝑑nv𝑑-=t𝑑𝑑à1r𝑑ọ𝑑,7𝑑2n𝑑𝑑0𝑑g𝑑𝑑t𝑑*𝑑r𝑑�s�s𝑑ìố𝑑ốn,𝑑…hc𝑑t𝑑hủ��,bưan𝜎,à-𝜎ơ…�c5�yná,],9gccv𝜎0𝜎ánmớ�*�cưi]*ạhớ𝜎*iv𝜎ct�lớíàncilhàt𝜎ổ𝜎â�p�ntuohglÁưàáxnơpu(nhkcấgưtháơcơnnhbgậipếbnkaohsẩốguồcmủaVtiừệnt gNam)
ập nhau, nghiên cứbuằnchgọBnV𝐸𝐸A�a𝛴R𝛴�. = 𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑� , … , 𝜎𝜎� ] với 𝜎𝜎� là phương �
Châu Á:
ài đqộucy lđậơpnnchủaau,mnỗsgaihibiêciếsnủanacinứpcộhuủiầacsnhpindọhhưnầnt𝐸thừ𝐸d�eư𝛴mo𝛴P�ntbơừPưi=hếớmnìcn𝑑ơ𝑑thn𝑑r𝑑𝑑hễh𝑑tì𝑑ự-ằnv𝑑3m𝑑hớ,𝑑6i𝑑ồt�p�0ựbih,*ậq…hả*cunồ*y,tirá𝜎ễ𝜎qđn��uơh𝑝]𝑝yn.svựC-đcớ2ơủáil,ianc5𝜎ê𝜎h7m�nc�*ủchỗlahàệiọmbplnẫihỗếnưinnơbnhniộếagniusnginộiữhi astihcnếhocnt-nbh1ềie,ến5on8kb*titirnrếễohnvntớgếriễngt-brv5ioaậớ,n5icig7đtbr*okậễ*ạhcn𝑝*u𝑝t.rnvễCgự𝑝áhc𝑝ci.êdhCnocáchscứựọhuntc.hhaNọygnđhổiêincủcaứunềsnửkdiụnnhg trọn
tự hồi quy đơn ctiủêanmtnigỗênhi ibnệigmếhnicệnhmộoi cshinonhthếtBưhcảentórnohêlgưnbưi4utếrư:nêcơKnhtnruếtgễưytơvểtqựnớugintảhbhtkựưậưciơnểCntmhragễưrađm𝑝C𝑝iị.aạnanCirhialáới(nca2nhgn0hicc1ió(h0ệ2ọ)mt0,nh1Cểđ0aảơ)r,nnrCihevarhịroưrbi&ởeằnrnocggộ&đnAếgDcnnộsưFcựnớágv(cc2àsnn0ựPhề0(ằnP92m)k0. i0pn9hh)ả.tnếáknhháscự. Dliêonvhậệy,lẫảnnhnhhaưuởgnigữacủcấc nền
g tự như Caraiani (2GN0hư1i0ớc)ch,/úC:anr:rpiehrưoơ&ncgchộtírnnìhnghssáựkchh(ơ2tn0igề0n9c)ót.ệhTằrnugngsốQvốxcuchóưtớhnểgt;ràt:npđhếưnơnnhgữtnrgìnnhềtcếnóckhóinằlhnưgutếscốchóvlyiểêxnnu kthhếưưtớơtnhngưg;ơm*n*gạ*im,lớạni kchóơtnhgểcảanohvhớưiởng đ
n tương tự như C3a.r3a*.i*a3D,n.3ữ*i.(lcD2ihệ0ữou10lbni)iệg,ếuhtCimnaêKgrnứrhicicểeiứmêýronun&gcứhcĩuaộnởg1s%ự,(52%009và). 10%.
nhóm Trung Quốcy nhưng có liêPn kết thươnmg m2 ại lớn với ni hữncghínnưhớscáclềh đtiốềintátệc TlớrnutnbcgủaQTurốucncgóQthuểốctr.àn đến những
Nguồn: Nhóm táđcịnghiả.
nghiên cứu gồm HonngướKcConágc C(nHưácKớcn),ưcẤhớâcnucĐhÁộâut(rINn)gt,ronInngdghoinêngnehsciiứănu(IcgDứồ)um, NgHồhmoậnt Hg oKnognKg o(HngK()H, ẤKn),ĐẤộnT(ĐrIuNộn)g(,IINQnd)u,oốIncnednsohianưen(sIgDiac)ó(,INDlihê)n,ậtNkếhtậthương mại lớn với nh
Bảng 1: Tính tốn biến số
aryosniag (nMghAiê),nPchứiulBipgảpồn4imn.B2(eJả.HsBnTo()áP(,nJcHgHBđ)àK),ộ,nnoSHQnginàgucgnốủ(aHQcapoKu(cKrốh)e,cRín(Ấ()ShK,nGMsRtĐ)á,)acộ,ĐlhaM(àyItiNisaềilL)an,oy(tIasMệnnidaTAo(r(Tn)Mu,WenPsAgi)ha),iQ,lT(iPIuphDhốpái)ciil,niqpNeupshai(nậPtkeHsên)(,hPSHtiỷ)n,ggSiấipnograep(oSrGe )(,SnĐGà),i ĐLồai nLo(TanW()T, WTh)á, iThái Bảng 1: Tính t
, Malaysia (MA)L, aPnhTLi(rlTuaipnnHpg)(iTnveHàs)V(vPiàệHtV)AN,iDSệatmiFnKNg(ýaVmphNoirệ()-eVu.2C(,N5Sá)5Gc.*)Cn, ưáĐcớTàcniêưnnLớ-ào2bcya,i3nếc7nhà(yiTếWmch)it,ếr-umT5nh,6gtár9iub*nì*ng*hb8ìn0h%-83g0,0i%á6Đ*togr*ịiláưthờtưrnịơgt-nh3gư,0ơm2n*ạg*i *mhaạii -2,25 của Nguồn
chhaiiềuchciủềua
ác nước này chiếm trung bcnVìnahi 8tr0ị%củgaiákêtnrịhthtỷưgơinágđmượạci hlàami csháinềgu tcỏủqaua phản ứng của tỷ giá và cán cân thương mại Trung
ếNm).gCầnácnhnưướtcuynệàTtyrđucQốQnhiTugiuởrếốốuQmccmnu:vgtứốớrcQuci nc9uvgú8ốớ%csibốìcvnchFớhâPcDiuhP8cIí0hnÁT%âh,bruusivgếánÁàincgát,hc-2Qhvttr,àiiịu5ếềố2mtnchc*htưiệgvếơầmớ(nnHigìgcnnmh-ầhh3nâưạ,u10int)4h.*ayưP*iệhBtcàuChnđyigốệtềăitu-nở5đgc,ốủ8m1ia3%ứở*c*ml*ã9ứi8sc%u9ấF8-t3D%l,à1Im4FT*Dtr*ỷuIngTgiKáruQýCnn-uhNg3ối,YệQc2u6uvg*ốới*ảci*mcvhớtâừiucTq-h2Áâ,ýn3uh5tbàhÁ*niứếgnh2àởng Đ

à chiếm gần nhưnătmumVyn.ứệiăệtcmtđ0N.ố,0ia7mở%:mvứàccA9h8Dỉ %pFhảFnDyứI nT-g1ru,đ9nế5gnSảqQnuuýlốưctợh-nvứ2gớ,4i71sca*huâusốÁc.hSTàựnăgnlêgntrgưiáởncgủ-as3ảC,n0N7lư*Y*ợlnàgpshboùivế-h1nớợ,i7pc0ùv*nớgi klýỳtnhăumyết đAồRnIgC (2019)
tvhnời cBhảontgBhấả1ynvgtàỷ12gvitáàrìnC2hNtrbnàhyđãbcáàcchcstáựícnhlhinttíhonáhnotocạát cnhbcấiáếtcnđbịsintốếrhnưvớkàshcốnigvTrồunnnggudồữQnluidệốữuc.lciDhệuữ.ylDểiệynữuslcaihnệuog ncShgoảhếninđêlgnộưhợctiỷứênnuggicáứótuhảcó Tăng trưởng sản l
ch tính tốn các biến số và nguồn dữPPliệu. Dữ-2l,i5ệu0*cho ngh-iê2n,0c6ứu có -2,39 -4,67***
b1àynăcmác2h0t0ín2h–toqáutnýầnc3násổntcuầiăấnbmctiósếqu2nukấ0ýist1ểốqt8mruv.àBnsogtinrếágontunivasồgiốànogđcdioủađữạaipầnđulTiqoệrnuạuăný.nmDgq1uữG2Qný0ăiulá0im1ốệ5cun.2ảăvcT0màh0uo2Vy2n0i–nệg0htqh2iNuiêê–ýnan,mq3cturnứýáăuiLm3nạcngmó2ăư0mpợ1hc82á.v0tBớ1si8oế.lnvýBớstiiốếhcnucùyủsnếaốgt,TckủcrỳannTgăcrmQnutgrốtưhQcớưvucơàốncgVvimệàtạVNi iTaệImtrFuNSnag(m2019t)rước
nnưqớucý. Đ1ốniăvmới2n0h0óđ2mư–ợQccqđuhuưtốâhýợucuc3lÁtạthnhi,ậăautđpừmưtnthợr2gậực0pbcc1iAtảt8ếriiựnế.DtpcBđhFtciưiếệủếợnapcsntctố-ừhíủ5nnẹca,hg,6ủtt6laừnăà*nưT*tgớrr*uucn0n.nư,gĐ0gớ1bốcQ-8ìi.4n%uĐv,hố1ớốc6ởcii*óvnqv*àhtuớ*róýVọimnntihệgctứóhNm3âauscmh,ustừốÁnc,gvtừbàniđnếg-ạn1tb,đ7ciưếâ0nợn*cđbưtằíợncghn-tplmí5àn,ớth9ri0ulởà*n*gmtr*ubGứnìcingáhtăcbcnảìónght0rcọ,0ón7gt2rọ%ng Lạm phát so với c
Châu Á:
btaừonggồnmướVc.iệĐtốNi avsmớối)cnvủshớaốóicmtáủrọcacnhncgâưáucsớốÁcncư,củhtớừâcPnumPcgÁhỗbâiiu(ếnknÁưhớ-đơ3(cưnk,gợ6lhà0cơb*tntaỷí*ogn*thbgrọồalànomgtgrVutồ-h2nmiưệ,g5ơtVb7nNì*ginaệhmtmNc)ạóiavmtớrọi)ntvrgọớni gtrọsốngcủsnaố-1mc,ủ5ỗa8i *mnưỗới cnưlnà-ớ5tc,ỷ5l7àtr*ọt*ỷn*gtrọthnưgơtnhgươmnạgi mại
hiêơnngcứbuaosửgdồụmngVttirrệoọtnnNggtraogsmốnia)gtihvgđướnioaiơạintnrđgọnonmgạgnhạsiinêốlgnàchcủtiổứêannumg.cNỗxứiuugnấ.htưNiênớgnhchậclipứàênuktỷhcsẩửứtruuọdncụsủgửnagtdhtụtừưrnnọơggngtrọsmốnạgtihtsưốơtnhgươmnạgi mlàạtiổlnàgtổxnugấtxnuhấậtpnkhhậpẩukchủẩau tcừủnagtừng
Ghi chú: : phương trình khơng có hằng số và xu hướng; : phương tr6ình có hằng số và xu hướng; ***,
ẫ.nNnghhaiuêngicữứaucásửc nndưềụ*nớn*cgnk,ưin*tnrhớhọcằcnhmtnếgohptsbằrốhoimếảnttnhgpmưáhkơứnảhhncugýsávựnmnựhlgcạihêsidựnĩloaàlhisởtệêựổn1lntẫ%ghhnaệx,nylu5hẫđấ%naổtunivghcàiủaậữ1uapa0ngk%cềiháữn.ẩcaukncicềánủncha7kntiềừnnhnkgtiếnthrotếngtroknhgu kvhựuc dvoựcsựdothsaựytđhổayi cđủổai ncềủna kniềnnhkinh 6
nchóệtlhẫển ảnnhhauhưgiởữntaếgNccđáógtếcếunlnưồcềcnná:cclkNưhniuhnềóyhncmểhtnkếutitnhrểchoưnngơtgếitnảhgkk.ưhhơmncạgv.iựDmlcớoạndiovclậớósyựn,thtcảhểónahảytnhhđhểưổảhởinưnchủởganhcgnưủềởađnnếgnkiđcnáếhcn ncềánc nkềinnhktiếnhkhtếáck.hDáoc.vDậoy,vảậnyh, ảhnưhởnhgưởcnủga của
móạtihểlớtnràcnóđtếhnể nảhnữhcnhhgínưnchởềhnsnígánckhđhinếstnáhicềcthnếátcciệềónnTềlirntêuệnnkTgiknrếuQhtnuttghếốưQckơhcunóáốgcct.hmcDểóạotitrhkàvểnhậơytđrn,ếàgảnncnđhahếohnữưvnnởớghniữngnềngcủknaiềnnhktiếnhcótếlicêón lkiếêtntkhếưtơtnhgươmnạgi mkhạơinkghơcanog vcớaoi với
uốc có thể tràn đTếnr4un.n2Thg.ữrTuQnnágugcốnQđcềộnnunhốkgưcinncnhgủhatưcếónccghlóiícênlónihêlknisếêáktncếthkht ếưtthtiơềưtnnhơgưntệơmgnTạmgri uạmlớinạnkgihvlQơớnunigốnvcchớaữqionungvahớữnkinưêgnớchnưltàỷớđcgốiláiàtđáốcilớtánc clớủan TcủruanTgruQnugốQc.uốc.
ương mại lớn vớSiốnh2ữ6n8gtnhưáớncglà1đ0ố/i2t0á1c 9lớn của Trung Quốc. 16
kết thương mại lớn với nhữVnagi ntrưịớccủlầkđêốnihtátỷc lgớián đcưủaợcTlràumnBgảsáQnngugố1tc:ỏ.Tqíunahpthoảánnứbnigếncủsaốtỷ giá và cán cân thương mại Trung
Bảng 1: Tính tốn biến số Bảng 1: Tính tốn biến số
Quốc với cú sốc chính sách tiền tệ (Hình 1). PBC tăng 1% lãi suất làm tỷ giá CNY giảm từ quý thứ 2 ở
Bảng 1:KTýínhKhiệýtuoháinệubiếnTsêốnTbêiếnnbiến sốĐc.oSlựĐườolênlnưggờinágcủa vNớgiulýNồngthuuồynết
mĐoứclư0ờ,0n7g% và chỉ phản ứng đến quNýgthuứồn4 sau CNY là phù hợp đồng

vào quý thứ 7 sau sốc. Tương tự, PBC tăng 1% cung tiền làm tỷ giá CNY tăng từ quý thứ nhất ở mức
0,91% và phản ứng đến hết quý thứ 3. Cán cân thương mại Trung Quốc lại giảm 0,02% từ quý thứ 2,
đạt cân bằng mới giảm 0,11% sau 9 quý.

Hình 1: Phản ứng của tỷ giá CNY và cán cân thương mại Trung Quốc với cú sốc lãi suất và
cung tiền PBC

Phản ứng của ecn với cú sốc icn Phản ứng của tbcn với cú sốc icn

Phản ứng của ecn với cú sốc m2cn Phản ứng của tbcn với cú sốc m2cn

Nguồn: Nhóm tác giả

Phản ứng xấu đi của cán cân thương mại khi PBC mở rộng tiền tệ (và ngược lại) cho thấy kênh
và tnỷgguiồánđdãữkhliơệnug. Dcóữvlaiệiutrcịhđốnngghkiểênmcàứbuị lcấóntáầtnbsởuiấctác ktêrọnnhgkhsáốcc. ủNahmậnỗđiịnnưhớncàylàđtưỷợctrọđưnag rtahưdựơangtrêmnại trong
qcơtrsoởndgiễgniabiiếđnotạỷngqiáCN1Ynăcmó ả2n0h0h2ưở–ngquđýến3cnánămcân thgưiaơinđgomạnạinTgrhuinêgnQcứuốuc..NHgìnhhiê2n cchứouthsửấydtụỷnggiátrọng số
201C8N. YBitếăngsố1%củlàamTrcuángcâQnutốhưcơvnàg Vmiạệit TNruanmg Qđưuợốc tăntghưnơhưnnggmởạmi ứlàc trổấnt gchxừunấgt mnhựậc,ptổknhgẩumcứủcatătnừgng nước
thu5thqậupý tsraựucstốicếpchcỉủcaótừ0,n0g02n%ướ. cK.ếĐt ốqui ảvớniàynhcóũmngcnhhâấut quánnhvằớmi cpáhcảngáhnihênsựcứluiêtnrưhớệclẫ(Gnunoh,a2u0g1i7ữ;aZcháacngnền kinh
Á, &từnSgatboi,ế2n0đ1ư3)ợchtnthhấlày tvruaintgrịbìcnủha ctỷó tgriọánCgNsốYctủroang vtếiệctrohnỗgtrkợhtnvhựtcrạdnog tshựươthnagymđạổii TcrủuangnềQnukốicnh tế có
cácnhnưưnớgcvcahi âtr Ánày(kkhhơơnngg đbáanog gkồể.m Việt Nam) với lưu chuyển thương mại lớn có thể ảnh hưởng đến

HHìnìnhh22::PPhhảảnnứứnnggccủủaaccáánnccâânntthhưươơnnggmmạạiiTTrruunnggQQuuốốccvvớớiiccúússốốccttỷỷggiáiáCCNNYY

Phản ứng của cn cú sốc cn Phản ứng của tbcncnvới cú sốc cn

e cnvới e cn e cn
Phản ứng của e với cú sốc e Phản ứng của tb với cú sốc e

10

Nguồn: Nhóm tác giả.

Số 26H8 ìtnhhá3n:gP1h0ả/n2ứ0n1g9 của sản lượng và lạm phát 17 Á và Việt Nam với cú sốc lãi suất Trung
châu

Quốc

Phản ứng của ycn với cú sốc icn Phản ứng của ya với cú sốc icn Phản ứng của yvn với cú sốc icn

các nền kinh tế khác. Do vậy, ảnh hưởng của chính 0,07% và chỉ phản ứng đến quý thứ 4 sau sốc. Sự

sách tiền tệ Trung Quốc có thể tràn đến những nền lên giá của CNY là phù hợp với lý thuyết đồng thời

kinh tế có liên kết thương mại không cao với Trung cho thấy tỷ giá CNY đã có sự linh hoạt nhất định khi

Quốc nhưng có liên kết thương mại lớn với những Trung Quốc chuyển sang chế độ tỷ giá thả nổi có

nước là đối tác lớn của Trung Quốc. kiểm soát vào đầu năm 2005. Tuy nhiên, trái ngược

4. Kết quả và thảo luận với lý thuyết, cán cân thương mại Trung Quốc lại

4.1. Đặc điểm thống kê dữ liệu được cải thiện nhẹ, tăng 0,018% ở quý thứ 3 sau sốc

và đạt cân bằng mới ở mức tăng 0,072% vào quý thứ
Bảng 3 cho biết trọng số các nước để tính tốn 7 sau sốc. Tương tự, PBC tăng 1% cung tiền làm tỷ
biến số của châu Á và nhóm nước. JP có trọng số giá CNY tăng từ quý thứ nhất ở mức 0,91% và phản
thương mại lớn nhất, chiếm 25%, kế đến là KR, HK, ứng đến hết quý thứ 3. Cán cân thương mại Trung
SG ở mức trHênìn1h02%: ;Pcháảcnnứưnớgcccủịancálạniccâón ttrhọưnơgnsgốmại Trung Quốc với cú sốc tỷ giá CNY
Quốc lại giảm 0,02% từ quý thứ 2, đạt cân bằng mới
nhỏ hơn 10%. Phản ứng của ecn với cú sốc ecn giảm 0,11P%hảsanuứ9ngqcuủýa. tbcn với cú sốc ecn

Tính dừng của các chuỗi biến số được kiểm định Phản ứng xấu đi của cán cân thương mại khi PBC
bằng phương pháp Augmented Dickey Fuller (ADF) mở rộng tiền tệ (và ngược lại) cho thấy kênh tỷ giá
và Phillip Perron (PP). Bảng 4 cho thấy các chuỗi đã khơng có vai trị đáng kể mà bị lấn át bởi các kênh
y, p, m2, i, e và tb của Trung Quốc, châu Á và Việt khác. Nhận định này được đưa ra dựa trên cơ sở diễn
Nam đều dừng ít nhất theo một phương pháp kiểm biến tỷ giá CNY có ảnh hưởng đến cán cân thương
định (ADF hoặc PP), phù hợp cho ước lượng bằng mại Trung Quốc. Hình 2 cho thấy tỷ giá CNY tăng
BVAR. 1% làm cán cân thương mại Trung Quốc tăng nhưng

4.2. Tác động của chính sách tiền tệ Trung Quốc ở mức rất chừng mực, tổng mức tăng 5 quý sau sốc

qua kênh tỷ giá chỉ có 0,002%. Kết quả này cũng nhất quán với các

Vai trò của kênh tỷ giá được làm sáng tỏ qua phản nghiên cứu trước (Guo, 2017; Zhang & Sato, 2013)

ứng của tỷ giá và cán cân thương mại Trung Quốc cho thấy vai trò của tỷ giá CNY trong việc hỗ trợ
Nguồn: Nhóm tác giả.

với cú sốc chính sách tiền tệ (Hình 1). PBC tăng 1% tình trạng thương mại Trung Quốc nhưng vai trò này

lãi suất làm tỷ giá CNY giảm từ quý thứ 2 ở mức không đáng kể.

Hình 3: Phản ứng của sản lượng và lạm phát châu Á và Việt Nam với cú sốc lãi suất Trung
Hình 3: Phản ứng của sản lượng và lạm phát châu Á và Việt Nam với cú sốc lãi suất Trung Quốc

Quốc

Phản ứng của ycn với cú sốc icn Phản ứng của ya với cú sốc icn Phản ứng của yvn với cú sốc icn

Phản ứng của pcn với cú sốc icn Phản ứng của pa với cú sốc icn Phản ứng của pvn với cú sốc icn

Nguồn: Nhóm tác giả.

Số 268 tháKnếgt q1u0ả/2n0ày19đặt ra nghi vấn rằng chính 18 tệ Trung Quốc có ảnh hưởng cùng chiều đến
sách tiền

các nền kinh tế châu Á và Việt Nam bởi kênh tỷ giá chịu sự lấn át của các kênh khác. Để làm sáng tỏ

điều này, nghiên cứu đo lường thêm phản ứng của sản lượng và lạm phát châu Á và Việt Nam với cú

quan giá hàng hoá giữa các nước khơng thay đổi nhiều. Theo đó, ảnh hưởng qua kênh tỷ giá đã bị hạn
chế. Kết quả này phù hợp với những nhận định về ảnh hưởng ngày càng lớn của CNY đối với biến động
tỷ giá các nước châu Á (Keddad, 2019; Ma & McCauley, 2011). Do giao dịch thương mại và vốn của
Trung Quốc với châu Á ngày càng lớn, các nước phản ứng thuận chiều với biến động tỷ giá CNY nhằm
tránh ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá đến tình trạng các giao dịch.

Hình 4: Phản ứng tỷ giá châu Á và Việt Nam với cú sốc tỷ giá Trung Quốc

Phản ứng của ecn với cú sốc ecn Phản ứng của ea với cú sốc ecn Phản ứng của evn với cú sốc ecn

Nguồn: Nhóm tác giả.

Khác với tỷ giá các nước, tỷ giá VND không phản ứng với thay đổi của tỷ giá CNY. Nguyên
Kết quả này đặt ra nghi vấn rằng chính sách tiền động tỷ giá CNY ở chừng mực nào đó có thể xem
nhân có thể là do: (i) Trung Quốc không phải là đối tác xuất khẩu lớn nhất của Việt Nam mặc dù là đối
tệ Trung Quốc có ảnh hưởng cùng chiều đến các nền là phản ứng của các nước này với ảnh hưởng tràn từ
tác nhập khẩu lớn nhất; (ii) ổn định tỷ giá là một trong những mục tiêu của điều hành chính sách tiền tệ
kinh tế châu Á và Việt Nam bởi kênh tỷ giá chịu sự Trung Quốc qua kênh tỷ giá, bởi việc giảm giá theo
tại Việt Nam. Hình 5 minh chứng thêm cho những lập luận này. Tỷ giá VND biến động khác biệt so
lấn át của các kênh khác. Để làm sáng tỏ điều này, sự giảm giá của CNY làm tương quan giá hàng hoá
nghviêớni CcứNuYđ. oTỷlưgờiángUSthDê/mVNphDảnthưứờnnggcbủiaếnsảđnộnlgượtănngg vàgpiữhầancláớcnntrưoớncg kbhiêơnnđgộthrấatyhẹđpổ,irniêhnigềug.iaTihđeooạnđó, ảnh
và l2ạ0m08p-h2á0t1c1hmâuứcÁbivếànVđộiệntgNmaạmnhvhớơi nc;útrsoốncglkãhi isđấtUSDhư/CởNngYqduiễankbêniếhnttỷhgeoiáxđhbưịớhnạgngcihảếm..Kết quả này phù

PBC. Hình 3 cho thấy PBC tăng H1%ìnhlã5i :suDấitễnlàmbiếsnảntỷ giháợCpNvYớivnàhVữNngDnhận định về ảnh hưởng ngày càng
lượng và lạm phát Trung Quốc, châu Á và Việt Nam lớn của CNY đối với biến động tỷ giá các nước châu

đều giảm. Tuy nhiên, ảnh hưởng của chính sách tiền Á (Keddad, 2019; Ma & McCauley, 2011). Do giao

tệ Trung Quốc đến châu Á và Việt Nam yếu hơn so dịch thương mại và vốn của Trung Quốc với châu Á

với ảnh hưởng đến chính nền kinh tế Trung Quốc do ngày càng lớn, các nước phản ứng thuận chiều với

chỉ có khu vực kinh tế đối ngoại của châu Á và Việt biến động tỷ giá CNY nhằm tránh ảnh hưởng của

Nam chịu ảnh hưởng. Như vậy, kết quả này khẳng thay đổi tỷ giá đến tình trạng các giao dịch.

định thêm cho ảnh hưởng bị lấn át của kênh tỷ giá. Khác với tỷ giá các nước, tỷ giá VND không phản

4.3. Ảnh hưởng của tỷ giá CNY đến tỷ giá châu ứng với thay đổi của tỷ giá CNY. Nguyên nhân có

Á và Việt Nam thể là do: (i) Trung Quốc khơng phải là đối tác xuất

Hình 4 cho thấy phản ứng của tỷ giá châu Á và khẩu lớn nhất của Việt Nam mặc dù là đối tác nhập

Việt Nam với cú sốc tăng 1% tỷ giá USD/CNY. Tỷ khẩu lớn nhất; (ii) ổn định tỷ giá là một trong những

giá châu Á tăng ở mức 0,45% ngay sau đó và khơn1g2 mục tiêu của điều hành chính sách tiền tệ tại Việt
có phản ứng tiếp theo, tỷ giá đồng Việt Nam (VND) Nam. Hình 5 minh chứng thêm cho những lập luận

khơng có phản ứng đáng kể, chỉ tăng ở mức rất nhỏ, này. Tỷ giá VND biến động khác biệt so với CNY.

0,04%. Sự thay đổi tỷ giá các nước châu Á theo biến Tỷ giá USD/VND thường biến động tăng và phần

Hình 5: Diễn biến tỷ giá CNY và VND

Nguồn: IFS (2019).

Số 268 tháTnugy 1n0hi/ê2n0, 1H9ình 5 cũng cho thấy có 19 điểm tỷ giá VND biến động tương đồng với
những thời

biến động tỷ giá CNY, cụ thể là những lần CNY giảm giá rất mạnh tạo nên cú sốc cho thị trường. Để

thấy rõ hơn điều này, nghiên cứu xem xét biến động tỷ giá các đồng tiền châu Á và Việt Nam trong 3

Hình 6: Cú sốc tỷ giá CNY và biến động tỷ giá các đồng tiền châu Á

VND 1/7/16
THB 11/8/15
TWD 21/7/2005
SGD
PHP
MYR
KRW
JPY
IDR
INR
HKD
CNY

-3 -2 -1 0 1 2 3 4 5

Ghi chú: tỷ giá tăng: các đồng tiền châu Á giảm giá; tỷ giá giảm: các đồng tiền châu Á tăng giá
Nguồn: Tính tốn của nhóm tác giả từ IMF (2019)

lớn5tr.oKnếgt bluiêậnnđvộà rấhtàhmẹpý, crhiêínngh gsáiacihđoạn 2008-2011 sốc làm CNY giảm giá rất mạnh trong hai ngày tiếp

mức biến động mạnh hơn; trong khi đó USD/CNY theo. Lo ngại CNY giảm giá ngoài khả năng kiểm
Ảnh hưởng qua kênh tỷ giá làm cán cân thương mại Trung Quốc được hưởng lợi khi PBC mở
diễn biến theo xu hướng giảm. soát, PBC buộc phải tuyên bố khơng có cải cách cơ
rộng tiền tệ và ngược lại. Tuy nhiên, tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Trung Quốc rất chừng

Tuy nhiên, Hình 5 cũng cho thấy có những thời chế tỷ giá vào ngày 13 tháng 8 năm 2015 để ổn định
mực do kênh tỷ giá chịu lấn át bởi các kênh khác, phản ánh qua sự xấu đi của cán cân thương mại khi
điểm tỷ giá VND biến động tương đồng với biến tâm lý thị trường. (iii) Đến đầu tháng 1 năm 2016,
PBC mở rộng tiền tệ và ngược lại.
động tỷ giá CNY, cụ thể là những lần CNY giảm giá PBC không tuyên bố rầm rộ với công chúng nhưng
rất mạnh tạNognàni rcẳ, tsỷốgciáchCoNtYhịtthraưyờđnổgi. kĐéểo tthheấoy srựõ thađđcổhiutỷyểgniásacnácg ncươớcchcếhđâiuềhdàonhnhtỷữnggiálomnớgiạdiựa trên
hơnđồđniềgutinềànyn, ưnớgchimênìnchứlnxgeimá sxvt ớbiiếCnNđYộnlàgmtỷảnghiáhưởnggiáđđếónnkghảcửnaănvgàctạỷnghitáraCnNh Ythưlýơntghumyạếit. đTểrognigữ chỉ số
cáckđhồinđgó,ttiỷềngicáhVâNu DÁkvhàơnVgiệtht aNyađmổi tdroonVgiệ3t Nsựamkicệónkiểmrổstoiáềtntỷkhgơiánvgàthổanyđịđnổhi ttỷrogniágc2ũ4nggilờà mtrưộtớtcrođnóg. Tỷ giá
tỷ gniáhữCnNg YmụbciếtniêđuộcnủgamđiạềnuhhdàonhthtiaềynđtệổitạciơVcihệết Nđiaềmu. ĐiCềuNnYàyđãhàtmrởýnrêằnglicnóhthhểoạVtiệhtơNnamrấtpnhảhiiềpuh.ảnVề diễn
hànứhntgỷbgằniág. m(iộ)tNbigếànysố21khtáhcá.nTghe7onqăuman2đ0iể0m5, tPiềBnCtệ vàbtihếuny,ếCt N“bYộ tbiaếpbấtụt ckhgảiảtmhi”g,ivái.ệc hạn chế tỷ giá

tuyêlinnhbốhoáạpt dsẽụnlàgmchchếođcộátcỷđgiềiáu tkhiảệnnổtiiềncótệktirểomngsonáưtớ,c chịuHảnìnhhhư6ởcnhgocủthaấcyhícnáhcsđácồhngtiềtniềtnệ cbhênâungÁồđi.ều biến

từ bĐỏâynec tvhớểilàUvSấDn đvềàVsiửệt dNụanmgđcahnếg gđặộpnthgáacnhgthgứiác khiđhộạnngcchùếnlignhchhioềạut tvỷớgiiáb.iến động tỷ giá CNY ở cả

trung tâm đKưếợtcqxuáảcngđhịniêhndcựứau tđrãênkhthẳnagmđcịnhhiếtuhêvmớicrhổo tầmchảinềhuhtăưnởgngvcàủgaicảhmínghiásá. cRhikêninghVtếNTDrunkghơQnugốctăng khi
tiềnđtốệi.vĐớồi nkghuthvờựic, PnóBiCchđngđịvnàhVgiiệátlNạiamtỷ ngóiái rCiêNngY., ViệCcNdựYbtăánogtrgưiớácntháưcnđgộnggiảcmủaknhhi ữCnNgYchgíinảhmságcihá. Thêm
CNY dần tăng giá từ mức 8,28 CNY/USD. Tuy vào đó, tỷ giá USD/VND không tăng khi USD/CNY

kinh tế từ Trung Quốc là việc làm cần thiết để có những ứng phó kịp thời. Ngồi ra, việc chịu ảnh hưởng
nhiên, CNY đã được neo lại với USD ở mức 6,84 tăng 1,25% vào tháng 1 năm 2016 nhưng lại tăng

lớn từ nền kinh tế bên ngoài sẽ làm cho hoạt động kinh tế trong nước phụ thuộc vào những biến động
CNY/USD khi khủng hoảng tài chính tồn cầu xảy 2,62% khi USD/CNY tăng mạnh 4,65% trong sự

ngoài tầm kiểm sốt. Do vậy, cần thiết phải có những biện pháp nhằm giảm ảnh hưởng bên ngoài đến
ra và giữ mức neo này cho đến tháng 6 năm 2010. kiện ngày 11 tháng 8 năm 2015 và 4 ngày sau đó.

nền kinh tế trong nước để có thể chủ động hơn trong việc điều hành kinh tế.
Sau khủng hoảng, PBC khơng có tun bố cụ thể Điều này lý giải cho phân tích bằng BVAR với cú

về cTơàichliếệuđtiềhuamhàknhhảtoỷ giá, trong khi IMF cho rằng sốc được định nghĩa ở 1% đã không thấy được phản

CNAYkđinưcợi,c Ođ.iề&u hQàunehratlhtoeo, Am.ộ(t2c0ơ18c)h, ế‘BgaầlnanncheưSbhịeets,ứEnxgchcaủnageVRNaDte.s,NagnhdiêInntceứrnuatciohnoalrằMngon, edtaoryđặc thù
trườSnp,ilCloNveYrsc’,ũFnegdteărnagl RgeiásedrvầenBtraonnkgofgNiaeiwđoYạonrknSàtya.ff Reqpuoarntsh, ệ84k9in, hrettếrievvớeidTornunMgaQrcuhố1cst(q20u1i 9m, ơfrtohmương mại
(ii) N<hgtàtpys1:/1/wtwháwn.gne8wnyăomrkf2e0d1.o5r,gP/mBeCdiablấibt rnagryờ/mthdniag/resecahrícnhh/sntagfạf_crhepvồrtsti/ểsru84n9g.ạpcdhf>l.ớn, đầu tư nước ngồi
báo về ngun tắc điều hành tỷ giá mới với mức tăng nhanh), và thực tế sử dụng CNY trong thanh

ngang giá trung tâm đầu ngày được xác định dựa toán thương mại biên giới, tỷ giá VND có phản ứng

trên giá đóng cửa của thị trường liên ngân hàng vào với biến động tỷ giá CNY nhưng chỉ với những biến
14

ngày trước đó trong biên độ ± 2%. Thị trường đã bị động mạnh.

Số 268 tháng 10/2019 20