Vấn đề đô la hóa tài chính ở việt nam

MỤC LỤC

GIỚI THIỆU TỔNG QUAN......................................................................................2
1. Tên đề tài..............................................................................................................2
2. Lý do chọn đề tài..................................................................................................2
3. Mục tiêu nghiên cứu............................................................................................2
4. Mô hình nghiên cứu.............................................................................................2
5. Phương pháp ước lượng......................................................................................3
CHƯƠNG 1. CƠ SỞ LÝ THUYẾT...........................................................................3
1.1 Khung khái niệm................................................................................................3
1.1.1 Đô la hóa tài chính........................................................................................3
1.1.2 Tỷ giá hối đoái...............................................................................................3
1.1.3 Lạm phát........................................................................................................4
1.1.4 Lượng cung tiền M1......................................................................................4
1.2 Các nghiên cứu trước đây.................................................................................5
CHƯƠNG 2. MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP ƯỚC LƯỢNG..............................7
2.1 Mô hình nghiên cứu...........................................................................................7
2.2 Phương pháp ước lượng....................................................................................7
Chương 3. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH....................8
3.1 Mô tả dữ liệu......................................................................................................8
3.2 Kết quả thực nghiệm.........................................................................................8
3.3 Hàm ý chính sách.............................................................................................13
3.3.1 Đánh giá mức độ đô la hóa tài chính ở Việt Nam........................................13
3.3.2 Hàm ý chính sách........................................................................................14
LỜI KẾT.................................................................................................................... 15
TÀI LIỆU THAM KHẢO........................................................................................16

1


GIỚI THIỆU TỔNG QUAN

1. Tên đề tài
Vấn đề đô la hóa tài chính ở Việt Nam.
2. Lý do chọn đề tài
Ở những quốc gia đang phát triển, chính phủ sử dụng nhiều chính sách khuyến
khích nhiều dòng đầu tư như FDI, ODA,… vào trong nước nhằm tạo nguồn lực quan
trọng giúp chúng ta giải quyết được phần lớn các nhu cầu về vốn, xây dựng cơ sở hạ
tầng... Tuy nhiên, nhiều quốc gia đang phát triển không kiểm soát chặt chẽ việc sử
dụng ngoại tệ (đặc biệt là USD) dẫn đến việc đô la hóa. Bởi lẽ khi lạm phát luôn cao
và đồng tiền mất giá, người dân sẽ muốn nắm giữ tiền mạnh để dễ dàng sử dụng. Một
quốc gia bị đô la hóa sẽ không có chính sách tiền tệ độc lập, gặp trở ngại trong việc
điều chỉnh tỷ giá cũng như lãi suất làm cho nền kinh tế tăng trường châm hơn. Vì vậy,
nghiên cứu về vấn đề đô la hóa tài chính là hoàn toàn cần thiết nhất là ở một nước
đang phát triển và có nhu cầu thu hút vốn đầu tư nước ngoài mạnh mẽ như Việt Nam.
3. Mục tiêu nghiên cứu
Quy mô và mức độ đô la hóa tài chính ở Việt Nam qua các năm như thế nào? Đồng
thời xem xét các nhân tố vĩ mô như tỷ lệ lạm phát, tỷ giá hối đoái tác động như thế
nào đến tỷ lệ đô la hóa tài chính. Qua đó, chúng tôi đưa ra định hướng để khắc phục
vấn đề này và đưa ra một số gợi ý chính sách để đối phó với tình trạng trên.
4. Mô hình nghiên cứu
Dựa vào nghiên cứu “Financial dollarization in Latin America” của Robert
Rennhack và Masahiro Nozaki (2006).
Trong mô hình kiểm định, biến phụ thuộc thể hiện mức độ đô la hóa tài chính
(FD) được đo lường bằng tỷ lệ các khoản tiền gửi ngoại tệ (FCD) trên tổng cung
tiền trong nền kinh tế (M2).

2


Do đó, dựa vào số liệu FCD và M2 thu thập được qua các năm để tính toán
mức độ đô la hóa tài chính (FD) và sử dụng hàm logarit trong Eviews để xem xét

mức độ thay đổi của FD khi FCD và M2 thay đổi 1%.
Mô hình nghiên cứu:
log(FDt) = *log(EXt) + *log(INFt) +*log(Mt) + Ui
Trong đó:
log(FDt): biến phụ thuộc đại diện cho mức độ đô la hóa tài chính vào thời gian t.
log(EXt ): biến tỷ giá hối đoái vào thời gian t.
log(INFt): biến đại diện cho lạm phát phản ánh cho sự bất ổn kinh tế.
log(M1t): biến lượng cung tiền trong nền kinh tế.
: hệ số của biến giải thích.
Ui: phần dư giải thích cho các yếu tố tác động khác không được đưa vào mô hình.
5. Phương pháp ước lượng
Sử dụng nguồn dữ liệu theo năm được thu thập từ IMF nhằm mục đích làm rõ tác
động của các nhân tố vĩ mô đến tỷ lệ đô la hóa tại Việt Nam. Tất cả các dữ liệu được
thu thập trong giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2016. Từ mẫu dữ liệu đã qua thu thập
và xử lý chúng tôi sẽ tiến hành hồi quy theo phương pháp OLS và sử dụng phần mềm
Eviews để hồi quy mô hình.
CHƯƠNG 1. CƠ SỞ LÝ THUYẾT
1.1 Khung khái niệm
1.1.1 Đô la hóa tài chính
Đô la hóa tài chính “được hiểu theo cách thông thường là hiện tượng xảy ra trong
một nền kinh tế, khi hầu hết giao dịch (mua bán hàng hóa và dịch vụ) vẫn diễn ra bằng
đồng tiền nội tệ, nhưng khoản vốn vay và tiền gửi bằng đồng ngoại tệ vẫn chiếm một
tỷ trọng đáng kể”. Theo tiêu chí đánh giá của IMF, tỉ trọng tiền gửi bằng ngoại tệ
chiếm trên 30% trong tổng khối tiền tệ mở rộng (M2: tiền mặt trong lưu thông, tiền
gửi không kỳ hạn, tiền gửi có kỳ hạn và tiền gửi ngoại tệ) là nước có mức độ đô la hóa
cao.
3


1.1.2 Tỷ giá hối đoái

Tỷ giá hối đoái là tỷ lệ giữa đồng tiền của hai quốc gia cho biết một đồng tiền
ngoại tệ đổi được bao nhiêu đồng nội tệ.

Tỷ giá USD/VND trong giai đoạn từ năm 1997 đến 2016
25,000.00
20,000.00

đồng

15,000.00
10,000.00
5,000.00
0.00

1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

1.1.3 Lạm phát
Lạm phát là sự tăng mức giá chung của hàng hóa dẫn đến sự mất giá của một loại
tiền tệ. Nguyên nhân đầu tiên gây ra lạm phát là tăng trưởng của lượng tiền.

Tỷ lệ lạm phát của Việt Nam trong giai đoạn từ năm 1997 đến 2016 (năm gốc 2010)
144.91149.61
143.64
138.01
129.47
118.68

160.00
140.00
120.00

100.00
91.86
85.81

%

100.00
80.00
60.00

64.35
55.3459.93
51.36
47.0348.9748.1347.92 49.76

69.70

43.84

40.00
20.00
0.00
1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

1.1.4 Lượng cung tiền M1
Khối tiền M1 bao gồm: tiền mặt, séc, tiền gửi không kỳ hạn do vậy, khi ngân hàng
trung ương thực hiện một chính sách tiền tệ nào đó sẽ tác động mạnh mẽ đến khối tiền
M1.

4


M1 của Việt Nam giai đ oạn từ 1997- 2016
7000.00
6000.00

nghìn tỷ

5000.00
4000.00
3000.00
2000.00
1000.00
0.00

1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

1.2 Các nghiên cứu trước đây
Nghiên cứu “Investigating the link between Financial Dollarization and
Inflation: Evidence from Jamaica” của Sherene A. Bailcy (2005) với nội dung chính
của là điều tra vai trò của đô la hóa tài chính đối với lạm phát ở Jamaica. Với tỷ lệ đô
la hóa cao trong nền kinh tế trong nước, việc điều tra thực nghiệm bao gồm hai mục
đích. Thứ nhất, bài báo cáo sử dụng phân tích VAR để điều tra tác động của đô la hóa
tài chính lên các yếu tố thúc đẩy lạm phát ở Jamaica. Thứ hai, nghiên cứu này, dựa
trên các luận điểm của Ize và Levy-Yeyati (1998), nhằm đánh giá xem liệu việc tăng
biến động tỷ giá hối đoái thực so với biến động lạm phát có phải là một công cụ chính
sách hiệu quả trong việc hạn chế sự phát triển của đô la hóa tài chính trong nền kinh tế
trong nước. Dựa trên những phát hiện của Ize và Levy-Yeyati (1998), biện pháp chính
sách này sẽ ngăn cản hiện tượng đô la hóa tài chính do các đại diện kinh tế chuyển đổi

danh mục đầu tư để bảo vệ thu nhập của họ.
Các kết quả thực nghiệm xác nhận sự liên quan của đô la hóa tài chính ảnh hưởng
đến kết quả lạm phát. Kết quả cho thấy những tác động mạnh lên đô la hóa tài chính
dẫn đến sự giảm sút ban đầu trong tiền tệ bởi vì các nhà đầu tư sẽ dùng ngoại tệ thay
cho đồng nội tệ. Ngoài ra, các cơ quan tài chính cũng cố gắng để bù đắp cho sự sụt
giảm thuế lạm phát. Bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng sự sụt giảm đáng kể của
đô la hóa tài chính trong nền kinh tế Jamaica có liên quan đến một tỷ giá hối đoái
tương đối ổn định hoặc tăng. Vì vậy, chính sách chủ yếu để giảm đô la hóa nên theo
hướng thắt chặt quản lý thị trường ngoại hối. Các kết quả kiểm định cho thấy sự gia
5


tăng đột ngột đô la hóa trong nền kinh tế Jamaica có liên quan với áp lực lạm phát đối
với một khoản thâm hụt ngân sách nhất định.
Nghiên cứu “Finacial dollarization in Latin America” của Robert Rennhack và
Masahiro Nozaki (2006). Các tác giả này nhận định rằng trong một nền kinh tế, có
rất nhiều các nhân tố vĩ mô tác động đến mức độ đô la hóa tài chính. Tuy nhiên, họ đã
đề xuất ra một số nhân tố vĩ mô tiêu biểu như: lạm phát, chính sách tỷ giá, thâm hụt tài
khóa, các chỉ tiêu về chất lượng thể chế và sự ổn định chính trị để đưa vào mô hình
kiểm định dựa trên bằng chứng thực nghiệm của những nghiên cứu trước đây.
Theo Levy-Yeyati (2003), một môi trường lạm phát cao,chi phí sử dụng đồng nội
tệ gia tăng bởi vì mức tin tưởng, tín nhiệm vào đồng nội tệ giảm và việc sử dụng đồng
nội tệ trong các giao dịch phải đối diện với nhiều rào cản. Điều này cũng tạo nên một
mối tương quan thuận, đó là lạm phát cao đi kèm với tính biến động của lạm phát.
Điển hình là lạm phát thay đổi liên tục sẽ làm giảm mức độ hấp dẫn của việc đầu tư
vào các tài sản với tỷ suất sinh lợi không chắc chắn như là trường hợp của các khoản
tiền gửi bằng đồng nội tệ, và thay vào đó sẽ làm gia tăng việc đầu tư vào các tài sản có
tỷ suất sinh lợi chắc chắn như các khoản tiền gửi bằng đồng ngoại tệ.
Những kết quả này cung cấp bằng chứng về đô la hóa tài chính (FD) là một phản
ứng hợp lý đối với lạm phát. Đô la hóa có xu hướng duy trì ở mức cao đối với các

quốc gia có lạm phát cao và không ổn định hay các quốc gia có chất lượng thể chế yếu
kém làm mất dần niềm tin của người dân. Hơn nữa, trong một số nền kinh tế thuộc
khu vực Mỹ Latinh, châu Á và châu Phi, lạm phát góp phần quan trọng trong việc gia
tăng các khoản đô la hóa tiền gửi. Tóm lại, các nước có FD đáng kể nên cố gắng
khuyến khích sử dụng đồng nội tệ bằng cách duy trì ổn định kinh tế vĩ mô, với lạm
phát thấp và ổn định; cho phép có nhiều tỷ giá linh hoạt hơn và ít thiên vị về khấu hao;
Và tăng cường các thể chế để cải thiện sự tự tin trong tính bền vững của các chính
sách kinh tế. Đồng thời, khôi phục lòng tin vào đồng nội tệ có thể mất nhiều năm bằng
chính sách hiệu quả và cung cấp các cách tiếp cận hợp lý đề hạn chế chi phí chuyển
đổi để quay lại mức cân bằng đô la hóa thấp.

6


CHƯƠNG 2. MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP ƯỚC LƯỢNG
2.1 Mô hình nghiên cứu
Dựa vào nghiên cứu “Financial dollarization in Latin America” của Robert
Rennhack và Masahiro Nozaki (2006).
Trong mô hình kiểm định, biến phụ thuộc thể hiện mức độ đô la hóa tài chính
(FD) được đo lường bằng tỷ lệ các khoản tiền gửi ngoại tệ (FCD) trên tổng cung
tiền trong nền kinh tế (M2).

Do đó, dựa vào số liệu FCD và M2 thu thập được qua các năm để tính toán
mức độ đô la hóa tài chính (FD) và sử dụng hàm logarit trong Eviews để xem xét
mức độ thay đổi của FD khi FCD và M2 thay đổi 1%.
Mô hình nghiên cứu:
log(FDt) = *log(EXt) + *log(INFt) +*log(Mt) + Ui
Trong đó:
log(FDt): biến phụ thuộc đại diện cho mức độ đô la hóa tài chính vào thời gian t.
log(EXt ): biến tỷ giá hối đoái vào thời gian t.

log(INFt): biến đại diện cho lạm phát phản ánh cho sự bất ổn kinh tế.
log(M1t): biến lượng cung tiền trong nền kinh tế.
: hệ số của biến giải thích.
Ui: phần dư giải thích cho các yếu tố tác động khác không được đưa vào mô hình.
2.2 Phương pháp ước lượng
Sử dụng nguồn dữ liệu theo năm được thu thập từ IMF nhằm mục đích làm rõ tác
động của các nhân tố vĩ mô đến tỷ lệ đô la hóa tại Việt Nam. Tất cả các dữ liệu được
thu thập trong giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2016. Từ mẫu dữ liệu đã qua thu thập
và xử lý chúng tôi sẽ tiến hành hồi quy theo phương pháp OLS và sử dụng phần mềm
Eviews để hồi quy mô hình.

7


OLS là một phương pháp tối ưu hóa để lựa chọn một đường khớp nhất cho một dải
dữ liệu ứng với cực trị của tổng các sai số thống kê (error) giữa đường khớp và dữ
liệu. Phương pháp này giả định các sai số (error) của phép đo đạc dữ liệu phân
phối ngẫu nhiên. Định lý Gauss-Markov chứng minh rằng kết quả thu được từ phương
pháp bình phương nhỏ nhất không thiên vị và sai số của việc đo đạc dữ liệu không
nhất thiết phải tuân theo, ví dụ như phân bố Gauss. Một phương pháp mở rộng từ
phương pháp này là bình phương nhỏ nhất có trọng số.
Chương 3. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
3.1 Mô tả dữ liệu
Tất cả các dữ liệu cần thiết cho bài luận này được lấy ở IMF trong giai đoạn từ
năm 1997 đến năm 2016.
Ngoài ra, trong mô hình kiểm định, biến phụ thuộc thể hiện mức độ đô la hóa
tài chính (FD) được đo lường bằng tỷ lệ các khoản tiền gửi ngoại tệ (FCD) trên tổng
cung tiền trong nền kinh tế (M2)

Do đó, dựa vào số liệu FCD và M2 thu thập được qua các năm để tính toán

mức độ đô la hóa tài chính FD và sử dụng hàm logarit trong Eview để xem xét
mức độ thay đổi của FD khi FCD và M2 thay đổi 1%.
Từ dữ liệu mẫu đã qua thu thập và xử lý, chúng ta bắt đầu tiến hành hồi quy
phương trình nhằm mục đích kiểm định, làm rõ tác động của các biến vĩ mô đến
mức độ đô la hóa tài chính.
3.2 Kết quả thực nghiệm
Trước khi tiến hành hồi quy phương trình, chúng ta sẽ sử dụng bộ số liệu đã có để
kiểm tra tính dừng của từng biến. Kết quả kiểm tra trong Phụ lục 2 cho thấy tất cả các
biến đều có tính dừng.
Dùng phần mềm Eview hồi quy phương trình, ta được bảng kết quả hồi quy như
sau:

8


Dependent Variable: LOG(FD)
Method: Least Squares
Date: 08/31/17 Time: 19:35
Sample: 1997 2016
Included observations: 20
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

C
LOG(EX)

LOG(INF)
LOG(M1)

3.362322
0.328938
-0.735997
-0.044563

4.533894 0.741597
0.557858 0.589645
0.230951 -3.186805
0.039915 -1.116445

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.888632
0.867751
0.126680
0.256764
15.17454
42.55608
0.000000

Mean dependent var

S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

Prob.
0.4691
0.5637
0.0057
0.2807
3.078523
0.348346
-1.117454
-0.918308
-1.078579
1.433261

Phương trình hồi quy được viết lại như sau:
LOG(FDt) = 3.362322 + 0.328938*LOG(EXt) - 0.735997*LOG(INFt) - 0.044563*
LOG(M1t) + Ui
Kiểm định BG tự tương quan
Để phát hiện xem trong mô hình hồi quy tuyến tính có tự tương quan hay không ta
sử dụng kiểm định Breusch - Godfrey với giả thiết:
H0: không có tự tương quan
Dùng phần mềm Eviews hồi quy mô hình trên, chúng ta được kết quả hồi quy sau:
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey
F-statistic
Obs*R-squared
Scaled explained

SS

0.058556
0.217201

Prob. F(3,16)
Prob. Chi-Square(3)

0.9807
0.9748

0.087506

Prob. Chi-Square(3)

0.9933

Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 08/31/17 Time: 19:36
Sample: 1997 2016
Included observations: 20
9


Variable

Coefficient

Std. Error

C
LOG(EX)
LOG(INF)
LOG(M1)

-0.018345
0.004505
-0.000778
-0.001412

0.573279 -0.032001
0.070537 0.063870
0.029202 -0.026638
0.005047 -0.279818

R-squared
0.010860
Adjusted R-squared -0.174604
S.E. of regression

0.016018

Sum squared resid

0.004105

Log likelihood
F-statistic

Prob(F-statistic)

56.53382
0.058556
0.980747

t-Statistic

Prob.
0.9749
0.9499
0.9791
0.7832

Mean dependent var
S.D. dependent var

0.012838
0.014779
Akaike info criterion 5.253382
Schwarz criterion
5.054236
Hannan-Quinn criter. 5.214507
Durbin-Watson stat
2.487394

Theo kết quả kiểm định trong mô hình hồi quy 1, ta có giá trị thống kê: nR2=
0.217201 với p-value= 0.9748 > 5% nên ta chấp nhận giả thiết H0, tức không tồn tại
tự tương quan bậc nhất.
Kiểm định phương sai thay đổi White

Kiểm tra hiện tượng phương sai bằng cách sử dụng kiểm định White với giả
thuyết:
H0: phương sai của sai số không đổi
Chúng ta có kết quả hồi quy bằng Eview như sau:
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic
Obs*R-squared
Scaled explained
SS

0.491109
6.130356

Prob. F(9,10)
Prob. Chi-Square(9)

0.8503
0.7268

2.469812

Prob. Chi-Square(9)

0.9817

Prob.

Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares

Date: 08/31/17 Time: 19:38
Sample: 1997 2016
Included observations: 20
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

C

-9.439242

134.7380 -0.070056

0.9455
10


LOG(EX)^2
LOG(EX)*LOG(INF)
LOG(EX)*LOG(M1)
LOG(EX)
LOG(INF)^2
LOG(INF)*LOG(M1)
LOG(INF)
LOG(M1)^2
LOG(M1)

-0.354807
1.072543
-0.234800
3.846102
-0.442682
0.081779
-7.143058
0.006840
1.835819

R-squared
0.306518
Adjusted R-squared -0.317616
S.E. of regression

0.016965

Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.002878
60.08492
0.491109
0.850252

1.949266
1.620185

0.354111
32.33789
0.525630
0.165818
12.56048
0.019822
2.789305

-0.182021
0.661988
-0.663068
0.118935
-0.842193
0.493183
-0.568693
0.345072
0.658163

0.8592
0.5229
0.5223
0.9077
0.4194
0.6325
0.5821
0.7372
0.5253

Mean dependent var
S.D. dependent var

0.012838
0.014779
Akaike info criterion 5.008492
Schwarz criterion
4.510626
Hannan-Quinn criter. -4.911304
Durbin-Watson stat
3.164475

Theo kết quả kiểm định của mô hình hồi quy, chúng ta có giá trị thống kê nR2
= 6.130356 với p-value =0.7268 > 5% nên chúng ta sẽ chấp nhận giả thiết H0, tức là
mô hình không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Kiểm định đa cộng tuyến
Để phát hiện xem trong mô hình hồi quy tuyến tính có đa công tuyến ta sử dụng
kiểm định
Variance Inflation Factors:
Variance Inflation Factors
Date: 08/31/17 Time: 19:39
Sample: 1997 2016
Included observations: 20
Variable
C
LOG(EX)
LOG(INF)
LOG(M1)

Coefficient Uncentered Centered
Variance
VIF

VIF
20.55619
0.311206
0.053339
0.001593

25618.82
36724.13
1262.895
89.01732

NA
12.24613
13.01954
3.375405

Từ kết quả, có thể thấy:

11


VIF(EX) = 12.24613 và VIF(INF) = 13.01954, hai biến độc lập INF và EX có
ảnh hưởng lên lẫn nhau. VIF(M1) = 3.375405 cho thấy biến độc lập M1 không bị ảnh
hưởng bởi hiện tượng đa cộng tuyến.
Kiểm định thiếu biến RAMSEY Reset
Để kiểm định mô hình đã chọn có bị thiếu sót biến hay không, chúng ta xét mô
hình hồi quy tuyến tính như sau:
log(FDt ) = c + 1*log(EXt ) + 2*log(INFt ) + 3*log(M1t ) + 4*Z + Ui (3)
Trong đó:
Z: biến giải thích bị bỏ sót

Ui: đại lượng ngẫu nhiên
Tiến hành kiểm định F với mức ý nghĩa 5% của giả thiết:
H0: 4 = 0: không có biến bị bỏ sót
Dùng phần mềm Eviews hồi quy mô hình trên, ta được kết quả hồi quy như sau:
Ramsey RESET Test
Equation: UNTITLED
Specification: LOG(FD) C LOG(EX) LOG(INF) LOG(M1)
Omitted Variables: Squares of fitted values
t-statistic
F-statistic
Likelihood ratio

Value
0.104393
0.010898
0.014525

df
15
(1, 15)
1

Probability
0.9182
0.9182
0.9041

Sum of
Sq.
0.000186

0.256764
0.256577
0.256577

df
1
16
15
15

Mean
Squares
0.000186
0.016048
0.017105
0.017105

Value
15.17454
15.18181

df
16
15

F-test summary:
Test SSR
Restricted SSR
Unrestricted SSR
Unrestricted SSR

LR test summary:
Restricted LogL
Unrestricted LogL

Unrestricted Test Equation:
Dependent Variable: LOG(FD)
12


Method: Least Squares
Date: 08/31/17 Time: 19:40
Sample: 1997 2016
Included observations: 20
Variable
C
LOG(EX)
LOG(INF)
LOG(M1)
FITTED^2

Coefficient Std. Error
3.865482
0.414642
-0.929155
-0.056895
-0.043678

R-squared
Adjusted R-squared

0.888713
0.859037

S.E. of regression

0.130787

Sum squared resid

0.256577

Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

15.18181
29.94671
0.000001

t-Statistic

6.718781 0.575325
1.002849 0.413464
1.865605 -0.498045
0.125113 -0.454749
0.418398 -0.104393

Prob.
0.5736
0.6851

0.6257
0.6558
0.9182

Mean dependent var 3.078523
S.D. dependent var 0.348346
Akaike info criterion 1.018181
Schwarz criterion
0.769248
Hannan-Quinn criter. 0.969586
Durbin-Watson stat 1.433843

Giá trị kiểm định F = 0.01089 và p-value = 0.9182 > 5%, nên ta chấp nhận giả
thiết H0 nghĩa là mô hình hồi quy trên không bị bỏ sót biến.
3.3 Hàm ý chính sách
3.3.1 Đánh giá mức độ đô la hóa tài chính ở Việt Nam
Kể từ khi Việt Nam mở cửa, đổi mới nền kinh tế năm 1986, nền kinh tế Việt Nam
bắt đầu sử dụng và nhận tiền gửi đô la Mỹ. Tình trạng đô la hóa đã diễn ra mạnh mẽ
trong những năm 90 của thế kỷ XX, tỷ lệ đô la hóa năm 1997 lên tới 31.75%, cuộc
khủng hoảng tài chính châu Á năm 1997 cũng góp phần làm giảm giá trị đồng Việt
Nam, Việt Nam chịu sức ép lớn của tình trạng đô la hóa.
Trước tình trạng này, NHNN Việt Nam đã cố gắng kiểm soát quá trình đô la hóa
nền kinh tế nhưng trong giai đoạn từ năm 1999 đến năm 2002 tỷ lệ đô la hóa tài chính
luôn ở mức cao trên 30%.
Bằng những nỗ lực của NHNN Việt Nam, tỷ lệ này có xu hƣớng giảm đáng kể trong
những năm tiếp theo, đến năm 2003 còn 25.68% và năm 2004 là 26.16%, cuối năm
2007, con số này ở mức 17.68%. Đây là xu hướng tích cực, cho thấy tình trạng đô la
hóa tài sản nợ trong hệ thống ngân hàng thương mại đang được kiềm chế một cách có
hiệu quả, người dân đã có niềm tin vào đồng tiền nội địa nhiều hơn.
13

Năm 2008, nền kinh tế rơi vào cuộc khủng hoàng trầm trọng, lạm phát tại Việt
Nam tăng đột biến và ở mức cao, tâm lí người dân lại dao động trước nỗi lo sợ mất giá
của đồng nội tệ, tình trạng đô la hóa trầm trọng trở lại.
Trước thực trạng trên, chúng ta cần phải nhận định rõ rằng: Đô la hóa là tình trạng
khó tránh khỏi đối với những nước có xuất phát điểm thấp, đang trong quá trình
chuyển đổi nền kinh tế và từng bước hội nhập như Việt Nam. Xóa bỏ Đô la hóa không
phải là xóa bỏ hoàn toàn và phủ định tất cả vì cũng giống như lạm phát, phải duy trì ở
một mức độ phù hợp và ổn định để thúc đẩy phát triển kinh tế. Chúng ta phải chấp
nhận sự hiện diện của Đô la hóa trên cơ sở kiềm chế, khai thác mặt lợi, hạn chế mặt
tiêu cực.
3.3.2 Hàm ý chính sách
Chúng ta thấy rằng mặc dù có rất nhiều các nhân tố vĩ mô tác động đến mức độ đô
la hóa tài chính. Tuy nhiên theo như những phân tích thực nghiệm trên, sự biến động
của tỷ giá hối đoái, sự bất ổn lạm phát và sự gia tăng cung tiền có tác động đáng kể
đến sự thay đổi của tình trạng đô la hoá tài chính trong nền kinh tế Việt Nam. Do đó,
muốn kiểm soát và khắc phục mức độ đô la hoá tài chính trong nền kinh tế cần phải có
biện pháp, chính sách tác động trực tiếp hoặc gián tiếp nhằm duy trì sự ổn định tương
đối của tỷ giá hối đoái và lạm phát, cũng như điều tiết tốt lượng cung tiền trong nền
kinh tế.
Có một số giải pháp đã được đưa ra cho việc giảm tình trạng đô la hóa tài chính ở
Việt Nam. Hiện nay, nước ta và hầu như các nước mới nổi đều đi theo chính sách tỷ
giá hối đoái linh hoạt, do đó biến động của tỷ giá sẽ có ảnh hưởng đến giá trị Việt
Nam đồng khi quy đổi sang ngoại tệ. Để ổn định tỷ giá thì có hai cách can thiệp: can
thiệp trực tiếp thông qua thị trường ngoại hối và can thiệp gián tiếp thông qua thị
trường tiền tệ.
Như đã trình bày ở trên, lạm phát cũng là một nhân tố quyết định mức độ tin cậy
của người dân vào đồng nội tệ. Do vậy, Chính phủ và Ngân hàng Nhà nước cần có
những giải pháp để ổn định lạm phát trong dài hạn. Ngoài các biện pháp giảm thiểu

đô la hoá tài chính thì để quá trình giảm đô la hoá ở nước ta mang tính toàn diện và

14


mang lại hiệu quả cao nhất thì cũng cần những quy định hành chính và luật hoá trong
việc sử dụng và nắm giữ ngoại tệ của người dân.
LỜI KẾT
Những hạn chế của bài nghiên cứu:
Mặc dù đề tài tuy đã nêu được vấn đề cần nghiên cứu, tham khảo nhiều bài nghiên
cứu của nhiều tác giả trên thế giới, nhưng chưa khai thác hết các ưu, nhược điểm của
từng bài. Phần cơ sở lý thuyết cơ bản là rõ ràng, dễ hiểu nhưng chưa đầy đủ do phạm
vi nghiên cứu khá rộng, không thể trình bày một cách toàn diện các cơ sở lý thuyết
cần thiết.
Tiếp đó, là hạn chế của mô hình nghiên cứu khi mô hình sử dụng trong việc phân tích
tác động của các nhân tố vĩ mô đến mức độ đô la hóa tài chính. Có 3 nhân tố: lạm
phát, tỷ giá hối đoái và cung tiền. Trong 3 nhân tố này chỉ có lạm phát là thể hiện rõ
tác động ngược chiều của mình lên tỷ lệ đô la hóa, 2 nhân tố còn lại qua các kiểm định
giả thiết được xác định là không tác động đến tỷ lệ đô la hóa. Tuy nhiên trong mô
hình, biến lạm phát và tỉ giá hối đoái có mối quan hệ đa cộng tuyến. Điều này cho
thấy, tỷ giá hối đoái không tác động trực tiếp tới tỷ lệ đô la hóa nhưng có tác động
gián tiếp qua lạm phát. Trên thực tế chúng ta cũng có thể thấy sự bất ổn của tỷ giá hối
đoái cũng kéo theo sự biến động của lạm phát. Cung tiền và lạm phát cũng vậy, trên lý
thuyết và thực tế cho thấy khi cung tiền tăng thì lạm phát cũng tăng.
Đó là những mặt hạn chế của mô hình. Hơn thế nữa, chuỗi thời gian từ 1997 đến 2016
có cuộc khủng hoảng kinh tế trầm trọng dẫn đến số liệu sử dụng chưa thực sự phản
ánh hết mối quan hệ giữa các biến. Bên cạnh đó là sự hạn chế của trình độ nghiên cứu
nên bài luận chưa làm rõ các biến và tác động của chúng.
Tuy nhiên, bài nghiên cứu đã giải thích được chiều hướng tác động của lạm phát đến
mức độ đô la hóa tài chính. Kết quả phát hiện có phần phù hợp với mục đích nghiên

cứu cũng như trong điều kiện thực tế tại Việt Nam.

15


Khắc phục
Để có được kết quả thuyết phục và ý nghĩa hơn, chúng ta nên thu thập số liệu với các
chuỗi thời gian phù hợp hơn, nguồn số liệu đáng tin cậy. Và sử dụng các mô hình
kiểm định khác để phân tích tác động của các nhân tố vĩ mô rõ ràng hơn. Hơn nữa,
chúng ta có thể mở rộng mẫu và thực hiện nghiên cứu thêm các biến vĩ mô khác như
thâm hụt tài khóa, các chỉ tiêu về chất lượng thể chế và sự ổn định chính trị, chênh
lệch lãi suất,...

TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Robert Rennhack và Masahiro Nozaki - “Finacial dollarization in Latin
America” - (2006)
2. Sherene A. Bailcy - “Investigating the link between Financial Dollarization
and Inflation: Evidence from Jamaica” - (2005)
3. Annamaria Kokenyne, Jeremy Levy và Romain Veyrune - “Dedollarization” -

(2010)
4. Patrick Honohan – “Dollarization and Exchange rate fluctuations” – 2007
5. Thống kê tài chính quốc tế của IMF theo năm từ 1997 - 2016

16