68
DIỄN ĐÀN KHOA HỌC
đó, có tác động làm gia tăng khả
năng KHTT tại Việt Nam giai đoạn
2008-2011.
Chênh lệch lãi suất trong nước so
với nước ngoài
Kết quả BMA cũng chỉ ra rằng khi
RIRD tăng có tác động làm gia tăng
khả năng KHTT tại Việt Nam với
PIP=1. Kết quả này phù hợp với các
nghiên cứu củaAri(2012). Thực tế cho
thấy, từ tháng 10/2008 RIRD bắt đầu
gia tăng mạnh mẽ và đạt đỉnh vào
tháng 12/2009, kết quả là những cuộc
KHTT ngắn hạn đã xảy ra tại Việt
Nam trong giai đoạn 2008 – 2011.
Chỉ số giá chứng khoán tổng hợp
Kết quảBMAcho thấy, SRI giảmcó
tác động làm tăng xác xuất KHTT với
PIP=1. Kết quả này là phù hợp với các
nghiên cứu của Kaminsky, Lizondo
và Reinhart (1998). Thực tế cho thấy,
từ tháng 11/2007 đến tháng 4/2009 là
thời kỳ SRI rơi xuống đáy. Sự sụp đổ của SRI cho thấy,
sự tháo chạy ồ ạt của các dòng vốn gián tiếp, theo đó các
cuộc KHTT ngắn hạn đã xảy ra tại Việt Nam giai đoạn
2008-2011.
Khuyến nghị
Để tăng cường cảnh báo sớm KHTT tại Việt Nam,
tác giả khuyến nghị các nhà hoạch định chính sách
và cơ quan chức năng cần tiến hành theo dõi thường
xuyên, chặt chẽ diễn biến của 8 biến số tác động đến
khả năng KHTT tại Việt Nam theo kết quả nghiên
cứu nêu trên. Nếu phát hiện biến số nào biến động
bất thường thì cần tiến hành phân tích sâu hơn, để
làm rõ nguyên nhân và tác động của nó đối với rủi
ro KHTT tại Việt Nam, qua đó, có những điều chỉnh
phù hợp về mặt chính sách.
Tài liệu tham khảo:
1. Eichengreen,B., Rose, A.K. and Wyplosz, C. (1996). Exchange Market
Mayhem: The Antecedents and Aftermath of Speculative Attacks;
2. Kaminsky, G. L., Lizondo, S. and Reinhart, C.M. (1998). The Leading
Indicators of Currency Crises;
3. Kaminsky, G.L. and Reinhart, M. (1999). The Twin Crises: The Causes of
Banking and Balance-of-Payments Problems. American Economic Review;
4. Pham Thi Hoang Anh (2015). Early Warning System of Currency Crisis Based
on Exchange Market Pressure: The Case of Vietnam;
5. Kibritcioglu, A. (2003). Monitoring Banking Sector Fragility. The Arab Bank
Review, Vol. 5, No. 2, October 2003;
6. Ari, A. (2012). Early warning systems for currency crises: The Turkish case.
Economic Systems 36 (2012), pp.391–410.
Kết quả BMA cho thấy, sự sụt giảm trong tăng
trưởng dự trữ ngoại hối có tác động làm tăng khả
năng KHTT tại Việt Nam với PIP=0,912. Kết quả này
là phù hợp với các nghiên cứu của Phạm Thị Hoàng
Anh (2015). Thực tế cho thấy, trong giai đoạn 2008-
2011, tăng trưởng dự trữ ngoại hối của Việt Nam đã
sụt giảm đáng kể, xuống mức âm.
Số nhân cung tiền M2
Kết quả BMA cũng cho thấy, tăng trưởng số nhân
cung tiền M2 có tác động làm tăng khả năng KHTT
tại Việt Nam với PIP=0,58. Kết quả này là phù hợp
với các nghiên cứu Kaminsky, Lizondo và Reinhart
(1998). Thực tế cho thấy, trong giai đoạn 2008-2011,
tăng trưởng số nhân M2 luôn ở mức cao trên 13%,
Tiền gửi ngân hàng
Kết quả BMA cho thấy, sự sụt giảm trong tăng
trưởng tiền gửi ngân hàng có tác động làm tăng
khả năng KHTT tại Việt Nam với PIP=0,64. Kết quả
này là phù hợp với các nghiên cứu của Kaminsky,
Lizondo và Reinhart (1998). Thực tế cho thấy, tăng
trưởng tiền gửi ngân hàng trong giai đoạn 2008-
2011 có sự sụt giảm đáng kể so với trước đây.
Chỉ số đổ vỡ khu vực ngân hàng
Kết quả BMA đã chỉ ra sự sụt giảm của chỉ số đổ vỡ
khu vực ngân hàng có tác động làm gia tăng khả năng
KHTT tại Việt Namvới PIP=1. Kết quả này phù hợp với
các nghiên cứu của Kaminsky và Reinhart (1999). Dựa
trên nghiên cứu của Kibritcioglu (2003), tác giả đã xác
định khu vực ngân hàng Việt Namđã xảy ra những bất
ổn tài chính trong thời gian từ tháng 01/2009 đến tháng
05/2009 và từ tháng 05/2011 đến tháng 12/2014. Theo
BẢNG 2: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG MÔ HÌNH BMA
Xác xuất hậu nghiệm
thu nhận (PIP)
Giá trị trung b nh
hậu nghiệm
Độ lệch chuẩn
hậu nghiệm
BSF
1,0000000
-0,1973451141
0,0395421708
EX
1,0000000
-0,0077347485
0,0015276024
RIRD
1,0000000
0,0507006699
0,0078506758
SRI
1,0000000
-0,0030471665
0,0007153885
RER
0,9984728
0,0550738307
0,0144221820
RES
0,9122106
-0,0033561545
0,0017106394
DDEP
0,6428781
-0,0166016472
0,0151045268
M2
0,5796416
0,0057831887
0,0059754838
OUTPUT
0,2579617
-0,0010193438
0,0022948394
DM2RES
0,1681429
0,0005580477
0,0021085160
DLDRR
0,1634595
0,0540070138
0,2114244682
IM
0,1408846
0,0001009398
0,0007234323
DDCGDP
0,1370993
0,0008180580
0,0075223189
Ghi chú: Kết quả mô h nh được tổng hợp từ cách sử dụng 10.000 lần lặp lại c a chuỗi Markov Monte Carlo.
D trước một biến chỉ sai phân b c 1 c a biến đó
Nguồn: Tính toán c a tác giả từ phần m m R
