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

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG

MÔ HÌNH CẢNH BÁO SỚM KHỦNG HOẢNG TIỀN TỆ:
NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM
PGS.TS. Võ Thị Thúy Anh, ThS. Trần Nguyễn Trâm Anh, CN. Hà Xuân Thùy
Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng

TÓM TẮT
Trên cơ sở kế thừa nghiên cứu của Kaminsky và Reinhart (1999), bài viết nghiên cứu và ứng dụng mơ
hình cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ tại Việt Nam trong giai đoạn 2002 đến 2012. Kết quả nghiên
cứu cho thấy Việt Nam chưa có khủng hoảng tiền tệ trong giai đoạn này. Các dấu hiệu khủng hoảng
của Việt Nam chủ yếu là lãi suất cao, tăng trưởng tín dụng cao, dư thừa cung tiền thực M1, dự trữ
ngoại hối suy giảm và tăng trưởng huy động thấp. Trong thời gian đến, chính phủ và ngân hàng nhà
nước Việt Nam cần có chính sách phù hợp nhằm vừa kiểm soát cung tiền, lãi suất vừa kích thích
được khả năng huy động vốn của các ngân hàng thương mại.
Từ khóa: Khủng hoảng; tiền tệ; tài chính; mơ hình cảnh báo sớm; Việt Nam

1. Đặt vấn đề
Cuộc khủng hoảng đồng Peso Mexico năm 1994, khủng hoảng tiền tệ khu vực tiền tệ Đông
Nam Á năm 1997… đã để lại nhiều bài học kinh nghiệm và sự quan tâm của giới chuyên môn học
thuật cũng như những nhà điều hành chính sách. Nhiều thập niên qua, đã có rất nhiều những mơ
hình dự báo sớm khủng hoảng tiền tệ và chúng được phân loại theo ba thế hệ khác nhau (three
generations). Các mơ hình thuộc thế hệ thứ ba được dùng để giải thích các cuộc khủng hoảng tiền
tệ trong thập niên 80, 90 và những cuộc khủng hoảng tiền tệ gần đây. Trong bài viết này, trên cơ sở
cách tiếp cận của Kaminsky, Lizondo và Reinhart (1998), Kaminsky và Reinhart (1999) và các mơ
hình khác thuộc thế hệ thứ ba cũng như kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Heun và Schlink
(2004), chúng tôi nghiên cứu và đánh giá khả năng xảy ra khủng hoảng tiền tệ của Việt Nam trong
giai đoạn 2002 – 2012. Từ kết quả nghiên cứu, chúng tôi đề xuất các khuyến nghị chính sách nhằm
giảm nguy cơ xảy ra khủng hoảng tiền tệ tại Việt Nam trong giai đoạn đến.
2. Cơ sở lý thuyết và thực nghiệm về mơ hình cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ
Trong suốt hơn 50 năm qua, đã có nhiều mơ hình được phát triển với mục đích dự báo khủng

hoảng tiền tệ. Các mơ hình này thường được chia thành 3 thế hệ sau:
Mơ hình thế hệ thứ nhất (Krugman, 1979) được phát triển để giải thích các cuộc khủng
hoảng xảy ra tại châu Mỹ atinh vào thập niên 60 và 70 của thế k trước. Krugman tập trung vào
các tác động của chính sách tài khóa, mơi trường tiền tệ đến khủng hoảng cán cân thanh toán trong
bối cảnh của một chế độ t giá cố định. Khi nền kinh tế yếu k m, các quốc gia phát hành tiền để bù
đ p thâm hụt ngân sách đồng thời ngân hàng trung ương buộc phải bán dự trữ ngoại hối ra để duy
trì t giá mục tiêu. Tuy nhiên, khi dự trữ ngoại hối của quốc gia giảm sút, các nhà đầu cơ dự đoán
trước được sự sụp đ của chế độ t giá cố định và thực hiện chuyển đ i đồng bản tệ sang ngoại tệ
nhằm tránh sự thiệt hại về vốn.
Các mơ hình thế hệ thứ hai được phát triển sau cuộc khủng hoảng tiền tệ 1992-1993 của hệ
thống tiền tệ Châu Âu và cuộc khủng hoảng ở Mexico 1994-1995. Các mơ hình này tính đến sự lựa
chọn chính sách của chính quyền để bảo vệ t giá hối đối và các chi phí liên quan và được phát
triển từ nghiên cứu của Obstfeld (1986). Trong mơ hình này, Obstfeld đã đưa kỳ vọng hợp lý của
nhà đầu tư vào với ngụ ý rằng việc thị trường đạt được trạng thái cân bằng tùy thuộc vào sự mong
8


HỘI THẢO "NGÂN HÀNG VIỆT NAM: BỐI CẢNH VÀ TRIỂN VỌNG"

đợi của nhà đầu tư và các hoạt động của họ và có thể có nhiều điểm cân bằng. Chính sách tiền tệ và
tài khóa được giả định là các yếu tố ngoại sinh. Tuy nhiên, những lý do cho sự thay đ i kỳ vọng
khơng được giải thích đầy đủ trong mơ hình thế hệ này, ngoại trừ việc chúng được đưa ra thông
qua các yếu tố cơ bản.
Các mơ hình của thế hệ thứ ba được phát triển sau cuộc khủng hoảng tại các nước Châu Mỹ
Latin thập niên 1980, khủng hoảng các nước khu vực B c Âu năm 1992, khủng hoảng khu vực
Đông Nam Á năm 1997. Các mơ hình này nghiên cứu tác động t ng hợp của rủi ro đạo đức, thông
tin bất đối xứng, hiệu ứng đám đông và lây lan lên khủng hoảng tiền tệ. Những mơ hình này cho
rằng các nhân tố như sự phát triển quá nóng, giá tài sản, dòng chảy vốn quốc tế và quy chế hoạt
động của các định chế tài chính có thể được sử dụng để dự báo khủng hoảng (Heun và Schilink,
2004). Kaminsky and Reinhart (1999) nghiên cứu dữ liệu của khủng hoảng của 76 loại tiền tệ và

khủng hoảng của 27 hệ thống ngân hàng và rút ra kết luận rằng khủng hoảng tiền tệ và khủng
hoảng hệ thống ngân hàng có mối liên hệ mật thiết khi tự do hố tài chính. Thông thường, khủng
hoảng hệ thống ngân hàng xảy ra trước khi khủng hoảng tiền tệ.
Kế thừa những nghiên cứu của Kamisnky and Reinhart (1996), Kaminsky et al (1998) đã
dựa vào các nhân tố có thể gây ra khủng hoảng để dự báo khủng hoảng tiền tệ khu vực Đông Nam
Á năm 1997. Họ đã sử dụng 105 nhân tố, được chia thành 10 nhóm. Những nhân tố nào vượt quá
ngưỡng cho trước sẽ là “dấu hiệu-signal” cảnh báo khủng hoảng tiền tệ xảy ra trong vòng 24 tháng
tiếp theo. Kết quả cho thấy, dự trữ ngoại hối, t giá hối đối, tín dụng trong nước, tín dụng cho khu
vực cơng là những nhân tố chủ yếu dự báo khủng hoảng tiền tệ. Ngoài ra, các nhân tố như cán cân
thương mại, tình hình xuất khẩu, tăng trưởng cung tiền, tăng trưởng GDP thực và thâm hụt ngân
sách cũng là những nhân tố cảnh báo sớm khủng hoảng.
Sachs, Tornell và Velasaco (1996) đã áp dụng phương pháp hồi quy tuyến tính các biến
độc lập cho cuộc khủng hoảng đồng peso Mexico năm 1994. Tác giả đã sử dụng ba biến giải thích
trong mơ hình hồi quy tuyến tính, bao gồm: phần trăm tăng của (i) t giá hối đoái, (ii) t số nhu cầu
của khu vực ngân hàng lên khu vực tư so với GDP, (iii) dự trữ ngoại hối, để xem xét liệu một quốc
gia có đối mặt với khủng hoảng tiền tệ hay không. Biến phụ thuộc trong mô hình – chỉ số khủng
hoảng, được đo lường bằng trung bình sự tụt giảm t giá đối với đồng đơ la Mỹ và phần trăm thay
đ i dự trữ ngoại hối. Kết quả chứng minh rằng sự kết hợp của t giá hối đoái tăng mạnh, cho vay
quá mức và dự trữ ngoại hối quá thấp cùng với trách nhiệm ng n hạn của ngân hàng trung ương
được sử dụng để giải thích cho khủng hoảng. Tuy nhiên, trái ngược với Krugman (1979) và
Kaminsky et al (1998), trong nghiên cứu của mình, Sachs et al (1996) lại cho thấy rằng các nhân tố
như tài khoản vãng lai, vốn và chính sách tài khố lại khơng dự báo được khủng hoảng.
Tóm lại, từ các mơ hình thế hệ thứ ba và kết quả nghiên cứu thực nghiệm, có thể thấy rằng
các nhân tố như t giá hối đoái, dự trữ ngoại hối, cán cân thương mại, tình hình xuất nhập khẩu,
cung tiền và tăng trưởng GDP thực, lãi suất thực, tín dụng, cung tiền là những nhân tố cảnh báo
sớm khủng hoảng.
3. Phương pháp và tiến trình nghiên cứu
Trong bài viết này, để nghiên cứu và đánh giá khả năng xảy ra khủng hoảng tiền tệ của Việt
Nam trong giai đoạn 2002 – 2012, chúng tơi thực hiện theo quy trình ba bước:
Bước 1: Ước lượng chỉ số khủng hoảng – EMPI

Bước 2: Xác định các dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng tiền tệ
Bước 3: Ước lượng chỉ số t ng hợp và xác suất xảy ra khủng hoảng.

9


TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG

3.1. Bước 1: Ước lượng chỉ số khủng hoảng tiền tệ EMPI
Theo Heun và Schlink (2004), khủng hoảng tiền tệ được định nghĩa là một giai đoạn mà tiền
tệ giảm giá nhanh chóng hay dự trữ ngoại hối quốc gia sụt giảm nghiêm trọng, hoặc cả hai. Tương
tự như Goldstein, Kaminsky và Reinhart (2000), Edison (2000), chỉ số khủng hoảng tiền tệ (EMPI)
được chúng tơi định nghĩa là trung bình của t lệ thay đ i t giá hối đoái, δet , và t lệ thay đ i dự
trữ ngoại hối, δRt. Chỉ số này cho phép cảnh báo sớm khủng hoảng tiền tệ.
Với et là t giá hối đoái thời điểm t (số đơn vị nội tệ trên một đồng đô la Mỹ), Rt là dự trữ
ngoại hối thời điểm t (đo lường bằng đồng đô la Mỹ), σδe là độ lệch chuẩn của t lệ thay đ i t giá
hối đoái, và σδR là độ lệch chuẩn của t lệ thay đ i dự trữ ngoại hối. Khi đó, chỉ số khủng hoảng
tiền tệ EMPI được đo lường như sau:

Trong đó:
và

Do t lệ thay đ i t giá hối đoái tương quan thuận với khủng hoảng tiền tệ và t lệ thay đ i
dự trữ ngoại hối tương quan nghịch với khủng hoảng tiền tệ, chỉ số khủng hoảng tiền tệ EMPI càng
lớn thì khả năng xảy ra khủng hoảng càng cao. Theo Kaminsky, Lizondo và Reinhart (1998),
khủng hoảng tiền tệ xảy ra khi chỉ số EMPI lớn hơn m lần độ lệch chuẩn cộng với giá trị trung
bình. Cũng theo nghiên cứu này, m được lấy bằng 3, nghĩa là khủng hoảng tiền tệ xảy ra khi EMPI
vượt mức ngưỡng bằng 3 lần độ lệch chuẩn cộng với giá trị trung bình. Gọi μEMPI là giá trị trung
bình và σEMPI là độ lệch chuẩn của chỉ số khủng hoảng, thì khủng hoảng tiền tệ được định nghĩa
như sau:

3.2. Bước 2: Xác định các dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng tiền tệ
Dựa trên những nghiên cứu của Kaminsky, Lizondo và Reinhart (1998), Kaminsky và
Reinhart (1999), chúng tôi cũng sử dụng 14 nhân tố ảnh hưởng thuộc 4 khoản mục để dự báo
khủng hoảng tiền tệ. Bốn khoản mục này bao gồm: nhân tố thuộc cán cân vãng lai (current account
indicators), nhân tố thuộc cán cân vốn (capital account indicators), nhân tố thuộc lĩnh vực thực
(real sector indicators) và nhân tố thuộc lĩnh vực tài chính (financial sector indicators).

10


HỘI THẢO "NGÂN HÀNG VIỆT NAM: BỐI CẢNH VÀ TRIỂN VỌNG"

Bảng 1: Các nhân tố cảnh báo khủng hoảng

Khoản mục

Định nghĩa và xử lí dữ liệu

Nhân tố
T giá hối đối thực

Độ lệch từ khuynh hướng

(Real exchange rate)
Cán cân vãng lai

Xuất khẩu (Exports)

T lệ thay đ i 12 tháng

Cán cân thương mại

T lệ thay đ i 12 tháng

(Terms of trade)
Nhập khẩu (Imports)

T lệ thay đ i 12 tháng

Dự trữ ngoại hối

T lệ thay đ i 12 tháng

(International reserves)
Cán cân vốn

Lĩnh vực thực

Tỉ lệ M2/dự trữ ngoại hối
(M2/international reserves)

Lần

T số lãi suất thực trong nước và
nước ngoài (domestic/ foreign real
interest rate differential)

Tỉ lệ giữa lãi suất thực của Việt
Nam và lãi suất thực của Mỹ

GDP

Tỉ lệ thay đ i trong 12 tháng

Số nhân tiền tệ M2 (M2 multiplier)

Tỉ lệ thay đ i trong 12 tháng

Tín dụng trong nước/GDP danh
nghĩa (domestic credit/ nominal
GDP)

Tỉ lệ giữa tín dụng trong nước và
GDP danh nghĩa

Lãi suất tiền gửi thực (Real interest
rate on deposits)

Lãi suất tiền gửi danh nghĩa trừ đi
lạm phát

Lĩnh vực tài chính T số giữa lãi suất cho vay và lãi
suất tiền gửi (Ratio of lending
interest rate to deposit interest rate)
Dư thừa cán cân M1 thực (Excess
real M1 balances)

Lần

Cung tiền M1 sau khi giải phóng
lạm phát, trừ đi cầu tiền ước tính.
[= M1x(1-CPI/100)- cầu tiền]

Tiền gửi ngân hàng (Bank deposits)

T lệ thay đ i trong 12 tháng

Mơ hình mà chúng tơi sử dụng để đánh giá ảnh hưởng của các nhân tố đến khủng hoảng tiền
tệ là mơ hình dựa vào các dấu hiệu khủng hoảng. Mỗi một nhân tố được phân tích độc lập để dự
báo khủng hoảng tiền tệ. Nếu nhân tố vượt giá trị ngưỡng nhất định thì đó là dấu hiệu cảnh báo
khủng hoảng. Giả sử X là v c tơ của n nhân tố (với n = 14), thì Xt, j là ký hiệu cho giá trị của nhân
tố j tại thời điểm t. Vì vậy, dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng ứng với mỗi nhân tố được xác định như
sau:

11


TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG

Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi kế thừa kết quả xác định ngưỡng theo Kaminsky và
Reinhart (1999), Edison (2000) và Goldstein, Kaminsky và Reinhart (2000). Mức ngưỡng sử dụng
là giá trị trung bình của ba nghiên cứu kể trên. Kết quả của các nghiên cứu trên được sử dụng vì
những lí do sau: (i) giai đoạn nghiên cứu từ 2002 – 2012 là khá ng n và trong thời gian này, tại
Việt Nam không xảy ra khủng hoảng tiền tệ nên khơng thể xác định chính xác ngưỡng theo mơ
hình Kaminsky và Reinhart (1999); (ii) các nghiên cứu trên được thực hiện trên bộ dữ liệu của 20
quốc gia, bao gồm 5 nước phát triển và 15 đang phát triển nên có tính t ng qt cao; (iii) kết quả
của ba nghiên cứu gần giống nhau và độ lệch chuẩn rất nhỏ, vì vậy, sử dụng giá trị trung bình
khơng làm thay đ i đáng kể kết quả.
Theo Kaminsky và Reinhart (1999), tại tất cả các quốc gia, giá trị ngưỡng của mỗi nhân tố

được xác định bằng phân vị của phân phối thực nghiệm. Vì vậy, giá trị ngưỡng tuyệt đối ở các quốc
gia là khác nhau. ưu ý, có một số nhân tố khi vượt lên trên, cao hơn ngưỡng (upper) là dấu hiệu
cảnh báo khủng hoảng, trong khi đó, một số nhân tố khác có dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng là
vượt xuống dưới, thấp hơn ngưỡng (lower). Bảng sau đây sẽ cung cấp cách so sánh với ngưỡng và
giá trị ngưỡng của từng nhân tố.
Bảng 2: Cách so sánh với ngưỡng và giá trị ngưỡng của các nhân tố.
(Giá trị ngưỡng tính bằng phân vị của phân phối thực nghiệm)

Cách so sánh với ngưỡng

Giá trị ngưỡng

T giá hối đoái thực

Thấp hơn

0.10

Xuất khẩu

Thấp hơn

0.10

Tỉ lệ M2/dự trữ ngoại hối

Cao hơn

0.11

GDP

Thấp hơn

0.11

Dư thừa cán cân M1 thực

Cao hơn

0.09

Dự trữ ngoại hối

Thấp hơn

0.12

Số nhân tiền tệ M2

Cao hơn

0.13

Tín dụng trong nước/GDP danh nghĩa

Cao hơn

0.11

Cán cân thương mại

Thấp hơn

0.13

Lãi suất tiền gửi thực

Cao hơn

0.13

Nhập khẩu

Cao hơn

0.10

T số lãi suất thực trong nước và nước ngoài

Cao hơn

0.11

T số giữa lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi

Cao hơn

0.17

Tiền gửi ngân hàng

Thấp hơn

0.12

Nhân tố

3.3. Bước 3: Ước lượng chỉ số tổng hợp và xác suất khủng hoảng
3.3.1. Chỉ số tổng hợp:
Theo Kaminsky (1999) và Heun và Schlink (2004), nếu xuất hiện càng nhiều dấu hiệu cảnh
báo khủng hoảng thì xác suất xảy ra khủng hoảng tiền tệ càng lớn. Các mô hình trước đây sử dụng
chỉ số t ng hợp để kết hợp các dấu hiệu của từng nhân tố riêng lẻ, để dự báo chính xác hơn khủng
12


HỘI THẢO "NGÂN HÀNG VIỆT NAM: BỐI CẢNH VÀ TRIỂN VỌNG"

hoảng tiền tệ. Chỉ số t ng hợp các nhân tố, được đo lường bằng bình quân gia quyền dấu hiệu
khủng hoảng của các nhân tố, với trọng số là nghịch đảo của tỉ lệ nhiễu – dấu hiệu1. Chỉ số t ng
hợp St được xác định như sau:

Trong đó:
thể hiện nhân tố j vượt ngưỡng tại thời điểm t hay không.
ωt là tỉ lệ nhiễu – dấu hiệu của nhân tố j. Tỉ lệ nhiễu – dấu hiệu được sử dụng trong bài nghiên cứu
là giá trị trung bình kết quả của ba nghiên cứu (Kaminsky và Reinhart (1999), Edison (2000) và
Goldstein, Kaminsky và Reinhart (2000)).
3.3.2. Xác suất khủng hoảng:
Dựa trên chỉ số t ng hợp được tính tốn ở mục 3.3.1, chúng tơi tiếp tục tính tốn xác suất
xảy ra khủng hoảng ở Việt Nam.

Theo Kaminsky và Reinhart (1999), xác suất này được xác định bằng công thức sau:

Tuy nhiên, do hạn chế thời gian nghiên cứu ng n và quy mô mẫu nhỏ, để ước lượng xác suất
xảy ra khủng hoảng từ chỉ số t ng hợp, chúng tôi sử dụng bảng kết quả xác suất từ nghiên cứu của
Kaminsky (1998) và Goldstein, Kaminsky and Reinhart (2000). Dãy giá trị của chỉ s t ng hợp
được chuyển đ i tuyến tính sang xác suất có điều kiện, được cho ở bảng sau:
Bảng 3: Xác suất xảy ra khủng hoảng tiền tệ tương ứng với chỉ số tổng hợp.

Giá trị của chỉ số tổng hợp S

Xác suất xảy ra khủng hoảng

0 – 0.8

0.10

0.8 – 1.5

0.22

1.5 – 2.3

0.18

2.3 – 3.1

0.21

3.1 – 3.8

0.27

3.8 – 5.4

0.33

5.4 – 6.9

0.46

6.9 – 9.2

0.65

9.2 – 11.5

0.75

Trên 11.5

0.96

Tỉ lệ nhiễu – dấu hiệu (noise – to – signal ratio) là tỉ lệ giữa dấu hiệu nhiễu và dấu hiệu tốt, trong đó:
Dấu hiệu tốt (good signal): nhân tố vượt ngưỡng trong khoảng thời gian 24 tháng trước khi xảy ra khủng
hoảng.
Dấu hiệu nhiễu (false signal/noise): nhân tố vượt ngưỡng nhưng trong vịng 24 tháng khơng có xảy ra khủng
hoảng.
13
1

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG

4. Kết quả nghiên cứu tại Việt Nam
Chỉ số khủng hoảng tiền tệ EMPI được trình bày ở hình 1. Có thể thấy, trong giai đoạn 20022012, EMPI của Việt Nam đều ở dưới ngưỡng, tức khơng có xảy ra khủng hoảng tiền tệ. Chỉ số
EMPI chạm ngưỡng vào năm 2010. Đây là năm mà dự trữ ngoại hối của Việt Nam giảm 24%, t
giá thực trượt ra khỏi khuynh hướng -2,8%. Bảng 4 cho thấy, năm 2010 là năm mà nền kinh tế Việt
Nam có đến 4 dấu hiệu khủng hoảng. Đó là dự trữ ngoại hối và t lệ M2/dự trữ ngoại hối vượt
ngưỡng; số nhân tiền tệ M2 cao vượt ngưỡng; t lệ giữa tín dụng trong nước/GDP tăng đến mức
224,7%, mức cao nhất trong vòng 10 năm. Trong hai năm tiếp theo, dự trữ ngoại hối của Việt Nam
tăng trong đó năm 2012, dự trữ ngoại hối tăng gần 89%. Điều này đã góp phần làm giảm chỉ số
khủng hoảng tiền tệ xuống còn -1,42% trong năm 2012.
Hình 1. Chỉ số khủng hoảng tiền tệ EMPI của Việt Nam trong giai đoạn 2002 – 2012.

Hình 2: Chỉ số tổng hợp (Composite index) của Việt Nam giai đoạn 2002 - 2012

( Nguồn: Tính tốn của các tác giả từ số liệu của ADB và World Bank)

14


HỘI THẢO "NGÂN HÀNG VIỆT NAM: BỐI CẢNH VÀ TRIỂN VỌNG"

Bảng 4: Bảng tổng hợp dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng của các nhân tố và chỉ số tổng hợp
giai đoạn 2002 - 2012

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

Tỉ lệ
nhiễu
- dấu
hiệu
(ωt)

T giá hối đoái
thực

0

0

0

0

0

0

0

1

0

0

0

0,21

Xuất khẩu

0

0

0

0

0

0

1

0

0

0

0

0,48

Tỉ lệ M2/dự trữ
ngoại hối

0

0

0

0

0

0

0

0

1

0

0

0,51

GDP

1

0

0

0

0

0

0

1

0

0

0

0,55

Dư thừa cán cân
M1 thực

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

1

0,56

Dự trữ ngoại hối

0

0

0

0

0

0

0

1

1

0

0

0,57

Số nhân M2

0

0

0

0

0

1

0

0

1

0

0

0,7

Tín dụng trong

nước/GDP danh
nghĩa

0

0

0

0

0

0

0

1

1

0

0

0,64

Cán cân thương
mại

1

0

0

0

0

1

0

0

0

0

0

0,76

LS tiền gửi thực

1

1

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0,74

Nhập khẩu

0

0

0

0

0

1

0

0

0

0

0

1,08

Tỉ số LS thực
trong nước và
nước ngoài

0

0

0

0

0

0

0

1

0

0

1

1,06

T số giữa LS
cho vay và LS
tiền gửi

0

0

1

1

0

0

0

0

0

0

0

1,77

Tiền gửi NH

1

0

0

0

0

0

0

0

0

0

1

1,19

Chỉ số tổng hợp

5,33 1,35 0,56 0,56 0,00 3,67 2,08 10,84 6,71 0,00 3,57

Xác suất xảy ra
0,33 0,22
khủng hoảng

0,1

0,1

0,1

0,27 0,18

0,75

0,46

0,1

0,27

( Nguồn: Tính tốn của các tác giả từ số liệu của ADB và World Bank)
15


TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG

Hình 3: Xác suất xảy ra khủng hoảng tại Việt Nam giai đoạn 2002 - 2012

( Nguồn: Tính tốn của các tác giả từ số liệu của ADB và World Bank)
Bảng 4 và hình 2, 3 lần lượt trình bày các dấu hiệu khủng hoảng, chỉ số t ng hợp và xác suất
khủng hoảng tại Việt Nam. Có thể thấy, các năm 2002, 2009 và 2010 là những năm xác suất xảy ra
khủng hoảng tương đối cao.
Năm 2002, nền kinh tế toàn cầu tăng trưởng chậm lại. Nguyên nhân chủ yếu là do sau cuộc
sụt giá nặng nề của các c phiếu trong ngành công nghệ thông tin và viễn thông từ tháng 3/2000 và
sau sự kiện khủng bố tại Mỹ vào ngày 11/9/2001, nền kinh tế Mỹ tăng chậm lại đáng kể, các nước
châu Âu tăng trưởng ở mức vừa phải. Việt Nam cũng chịu ảnh hưởng không nhỏ bởi sự suy thoái
kinh tế thế giới giai đoạn này. Theo bảng t ng hợp các dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng, năm 2002,
tại Việt Nam có đến 4 nhân tố vượt ngưỡng, bao gồm GDP, cán cân thương mại, lãi suất tiền gửi
thực và tiền gửi ngân hàng. Cụ thể, cán cân thương mại năm 2002 thâm hụt đến -1.985,59 triệu đô
la, GDP thực tăng trưởng chậm lại, tăng trưởng tiền gửi ngân hàng chỉ đạt mức 20%, thấp hơn
nhiều so với những năm trước đó. Các dấu hiệu này góp phần làm cho xác suất xảy ra khủng hoảng
tại Việt Nam năm 2002 lên đến mức 33%.
Sau giai đoạn n định kinh tế 2003 – 2006, năm 2007, xác suất xảy ra khủng hoảng tại Việt
Nam tăng lên 27%, đó là do sự xuất hiện ba dấu hiệu cảnh báo khủng hoảng của nhân tố nhập
khẩu, cán cân thương mại và số nhân tiền tệ M2. Năm 2007 là năm đầu tiên Việt Nam trở thành
thành viên WTO, mở ra nhiều cơ hội mới. Tuy nhiên, thách thức lớn nhất trong thực thi chính sách
tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước năm 2007 đó là nhập siêu ở mức cao làm thâm hụt cán cân thương
mại ở mức 10.204 triệu đơ la; dịng vốn đầu tư nước ngồi tăng mạnh, lạm phát có xu hướng tăng

mạnh trong bối cảnh kinh tế và thị trường tài chính quốc tế có nhiều biến động gây sức p đối với
điều hành t giá và việc kiểm soát t ng phương tiện thanh tốn và tín dụng.
Từ đầu năm 2008, NHNN đã sử dụng tất cả các công cụ CSTT theo hướng th t chặt để kiềm
chế lạm phát: (i) tăng t lệ dự trữ b t buộc và mở rộng diện tiền gửi phải dự trữ b t buộc ở tất cả
các kỳ hạn; (ii) Phát hành b t buộc 20.300 t đồng tín phiếu NHNN và quy định các tín phiếu
NHNN không được sử dụng để vay tái cấp vốn tại NHNN; (iii) Lãi suất cơ bản được điều chỉnh lên
mức 12 rồi 14%. Hệ thống lãi suất điều hành gồm cặp lãi suất tái cấp vốn cũng được điều chỉnh
16


HỘI THẢO "NGÂN HÀNG VIỆT NAM: BỐI CẢNH VÀ TRIỂN VỌNG"

tăng lên 15% và 13%; (iv) Khống chế hạn mức tín dụng và u cầu kiểm sốt chặt những lĩnh vực
cho vay có rủi ro cao, đặc biệt cho vay đầu tư kinh doanh chứng khoán và bất động sản... Năm
2008, tuy nền kinh tế thế giới đang suy thoái do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính Mỹ
nhưng nhờ những chính sách linh hoạt và kịp thời nêu trên, xác suất khủng hoảng của Việt Nam
không những không tăng mà giảm xuống còn 0,18%.
Cuối năm 2008, đầu năm 2009, do tác động mạnh và trực tiếp từ cuộc khủng hoảng tài chính
và suy thối kinh tế tồn cầu, kinh tế Việt Nam bước vào suy giảm. Hình 2 và 3 đã cho thấy đầu
năm 2009 và năm 2010, xác suất xảy ra khủng hoảng tại Việt Nam là cao nhất, đạt 75% (2009) và
46% (2010), phù hợp với kết quả tính tốn EMPI. Đối chiếu với bảng 4, trong năm 2009 có đến
năm nhân tố vượt ngưỡng, bao gồm: t giá hối đoái, đầu ra thực (GDP), dự trữ ngoại hối, t lệ giữa
tín dụng nội địa so với GDP, t số giữa t giá thực trong nước với t giá thực nước ngồi, đã góp
phần đẩy xác suất xảy ra khủng hoảng tăng cao nhất trong suốt thời gian nghiên cứu. Đầu năm
2009, để ứng phó với cuộc suy giảm tồn cầu, duy trì tăng trưởng kinh tế, chính phủ Việt Nam đã
tung ra các gói kích cầu với t ng giá trị khoảng 150.000 t VND bao gồm: hỗ trợ lãi suất 4%, hỗ
trợ tiêu dùng, hỗ trợ đầu tư và hỗ trợ đầu tư cho các cơng trình xây dựng cơ bản. Việc liên tiếp tung
ra các gói kích cầu cũng như tung ngoại tệ ra bán nhằm bình n t giá hối đối đã làm cho dự trữ
ngoại hối năm 2009 giảm 31%. Bên cạnh đó, các gói tín dụng này đã góp phần làm t lệ tín dụng
trong nước trên GDP vượt ngưỡng. Lãi suất tăng cao cũng là nhân tố làm tăng xác suất khủng

hoảng. Kết quả là xác suất khủng hoảng của Việt Nam tăng vọt. Điều này cho thấy, việc kích thích
kinh tế thơng qua các góp kích cầu như con dao hai lưỡi. Nếu những gói tín dụng này khơng được
sử dụng đúng mục đích sẽ gây hậu quả khơn lường. Tuy nhiên, các gói giải pháp kích cầu đã thu
được những kết quả đáng khích lệ, tạo ra “cú hích” cho nền kinh tế đang trong tình trạng trì trệ và
suy giảm, được xã hội đồng thuận và đánh giá cao. Do đó, sang năm 2010, xác suất xảy ra khủng
hoảng đã giảm xuống còn 46% và đến năm 2011 là 10%. Xác suất khủng hoảng của Việt Nam năm
2012 tuy thấp nhưng tăng so với năm 2011, từ 10% năm 2011 lên dến 27% năm 2012 do 3 nhân tố
cơ bản là dư thừa cung tiền thực M1 cao, lãi suất thực cao một cách tương đối so với lãi suất thực
nước ngoài và tăng trưởng huy động tiền gửi thấp. Cụ thể, tăng trưởng huy động tiền gửi chỉ đạt
9% trong năm 2012, cung tiền M1 thực dư thừa đến 346323.7908 t VNĐ và lãi suất thực của Việt
Nam cao gấp lãi suất thực của Mỹ đến 1,55 lần.
5. Kết luận và kiến nghị
Trong suốt giai đoạn nghiên cứu từ năm 2002 đến năm 2012, kinh tế Việt Nam vẫn chưa
thực sự xảy ra khủng hoảng mà chỉ chịu tác động lây lan từ cuộc khủng hoảng tài chính thế giới
năm 2008. Điều này thể hiện rõ qua chỉ số t ng hợp khủng hoảng và xác suất khủng hoảng của
Việt Nam tăng cao vào năm 2009 và 2010 khi khủng hoảng kinh tế thế giới lên đến đỉnh điểm. Sự
ứng phó kịp thời của chính phủ bằng việc tung ra các gói kích cầu đã kìm hãm sự suy thối kinh tế,
đẩy xác suất khủng hoảng xuống còn 10% năm 2011. Tuy nhiên đến năm 2012, xác suất khủng
hoảng lại đẩy lên 27%, bộc lộ bản chất yếu kém của nền kinh tế Việt Nam.
Các dấu hiệu chủ yếu của khủng hoảng tiền tệ Việt Nam trong giai đoạn vừa qua là dư thừa
cung tiền thực M1, tăng trưởng tiền gửi huy động thấp, lãi suất thực cao, suy giảm dự trữ ngoại hối,
tín dụng tăng trưởng nóng.
Năm 2012, xác suất khủng hoảng có dấu hiệu tăng trở lại do cung tiền thực M1 dư thừa, lãi
suất thực cao, và tăng trưởng huy động thấp. Do đó, chính phủ và Ngân hàng Nhà nước Việt Nam
cần phải có chính sách phù hợp nhằm vừa kiểm soát cung tiền, lãi suất vừa đảm bảo mức tăng
trưởng huy động hợp lý. Đây là một bài tốn khó vì các chính sách kiểm sốt cung tiền có thể gây

17

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ - ĐẠI HỌC ĐÀ NẴNG

tác động tiêu cực đến tăng trưởng huy động. Bài toán này chỉ có thể giải quyết được khi nền kinh tế
vận hành tốt, tăng trưởng kinh tế n định.
Nghiên cứu này được thực hiện cho giai đoạn 2002-2012, đây cũng là giai đoạn Việt Nam có
nhiều biến động nên kết quả nghiên cứu có thể cho chúng ta được cái nhìn t ng quát về khả năng
xảy ra khủng hoảng của Việt Nam.
Tuy nhiên, do chúng tôi gặp nhiều hạn chế trong việc thu thập số liệu quý nên dữ liệu sử
dụng là dữ liệu năm. Việc tính ngưỡng từ phân vị thực nghiệm của Kaminsky và Reinhart (1999)
với mẫu chỉ có 11 quan sát có thể bị ảnh hưởng. Trong tương lai, chúng tơi hy vọng có thể tiếp tục
nghiên cứu này với mẫu nghiên cứu lớn hơn và nghiên cứu cho các nước ASEAN.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] Edison, H.J., 2000, Do Indicators of Fiancial Crises work? An Evaluation of an Early
Warning System, International Financial Discussion Paper No.675 (Board of Governors of
Federal Reserve System, Washington)
[2] Heun, M., and Schlink, T., 2004, Early warning systems of financial crises - implementation
of a currency crisis model for Uganda, HfB - Business School of Finance & Management .
[3] Kaminsky, G. L., 1999, Currency and Banking Crises: The Early Warnings of Dis-tress,
Working Paper (George Washington University, Washington)
[4] Kaminsky, G. L., S. Lizondo, and C. M. Reinhart, 1998, The Leading Indicators of Currency
Crises, International Monetary Fund Staff Papers.
[5]

Kaminsky, G.L., and Reinhart , C.M, 1996, The twin crises: The causes of Bnaking and
Balance of payment problems, International Finance Disscussion paper No.54 ( Washington:
Board of Governors of the Fedearal Reserve system, March)

[6]

Kaminsky, G.L., and Reinhart , C.M, 1999, The twin crises: The causes of Bnaking and

Balance of payment problems, American Economics Review, June 1999, 473 -500
Krugman, P., 1979, A model of Balance-of-payment crsies, Journal of Money, Credit and
Banking, Vol 11 (August), pp. 311-25
Goldstein, M., Kaminsky, G.L., and Reinhart, C.M., 2000. Assessing Financial Vulnerability:
An early warning system for emerging market. Institute for Intenational Econmics,
Washington.
Obstfeld, M., 1986, Rational and Self-fulfilling Balance-of-payment crises, American
Economic Review 76, No.1, 72-81
Sachs, Tornell and Velasaco, 1996, Financial Crises in Emerging markets: The lesson from
1995, Brookings papers on Economic Activity:1, Brookings Institution, pp. 147-215.

[7]
[8]

[9]
[10]

18