Khóa luận Tự do hoá dòng vốn trong bối cảnh hội nhập kinh tế quốc tế với vấn đề an ninh tài chính quốc gia tại Việt Nam

ngân hàng sẽ bằng tổng vốn tối thiểu của từng lĩnh vực kinh doanh. Bảng tương quan giữa mức vốn cần có với mức thu nhập của từng lĩnh vực kinh doanh Lĩnh vực kinh doanh Hệ số (%) Tài trợ doanh nghiệp 18 Các hoạt động mua bán 18 Hoạt động ngân hàng bán lẻ 12 Hoạt động ngân hàng thương mại 15 Thanh toán 18 Dịch vụ đại lý 15 Quản lý tài sản có 12 Môi giới bán lẻ 12 b. Đối với phương pháp đo lường nâng cao Theo phương pháp này, mức vốn tối thiểu ngân hàng cần duy trì sẽ tương đương với mức rủi ro mà ngân hàng tính toán được bằng hệ thống đo lường rủi ro hoạt động nội bộ của ngân hàng. Tuy nhiên, để áp dụng phương pháp này, một ngân hàng phải đảm bảo các tiêu chuẩn định tính và định lượng do Ủy ban đề ra và phải được cơ quan thanh tra giám sát chấp thuận. Basel II cho phép tổ chức tín dụng (TCTD) sử dụng các phương pháp nội bộ để tính toán các yêu cầu về vốn đối với rủi ro tín dụng và rủi ro hoạt động, nhưng cũng qui định các TCTD phải công bố thông tin đầy đủ cho các thành viên tham gia thị trường, giúp các thành viên tham gia thị trường hiểu biết về mối quan hệ giữa danh mục rủi ro và vốn của một ngân hàng cũng như sự lành mạnh của nó so với các thành viên tham gia thị trường. Công bố thông tin phải phản ánh được tình hình tài chính của ngân hàng, trong đó yêu cầu đầu tiên là đủ vốn và sau đó là các danh mục rủi ro tương ứng nhằm đảm bảo tính minh bạch và bình đẳng trong cạnh tranh và giảm thiểu rủi ro hệ thống, góp phần củng cố sự lành mạnh và an toàn cho hệ thống ngân hàng và thị trường tài chính. Các phương pháp đo lường và qui chuẩn của Basel II cũng khuyến khích các ngân hàng tự quản lý bằng việc áp dụng những phương pháp đánh giá nội bộ về nhu cầu sử dụng vốn, chú ý đến tình trạng rủi ro của ngân hàng, đưa nhiều hơn yếu tố thị trường vào hệ thống ngân hàng thông qua yêu cầu công bố thông tin, cho phép các bên tham gia đánh giá được rủi ro và mức vốn hóa thực sự của những chủ thể khác nhau. PHỤ LỤC SỐ 4 Quyết định số 998/2002/QĐ-NHNN ngày 13/9/2002 của Thống đốc Ngân hàng Nhà nước v/v quản lý ngoại hối đối với việc mua bán chứng khoán của tổ chức, cá nhân nước ngoài tại Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Điều 1: Phạm vi điều chỉnh Các giao dịch ngoại hối liên quan đến việc mua, bán chứng khoán niêm yết tại Trung tâm Giao dịch Chứng khoán của tổ chức, cá nhân nước ngoài, bao gồm việc chuyển vốn vào Việt Nam để mua, bán chứng khoán, chuyển ngoại tệ ra đồng Việt Nam, mở và sử dụng tài khoản đồng Việt Nam để mua, bán chứng khoán, chuyển đổi đồng Việt Nam ra ngoại tệ và chuyển ngoại tệ ra nước ngoài được thực hiện theo các qui định tại Quyết định này và các văn bản quản lý ngoại hối hiện hành có liên quan. Điều 2: Đối tượng áp dụng Đối tượng áp dụng của Quyết định này bao gồm: 1.         Người không cư trú là tổ chức được thành lập theo pháp luật nước ngoài, người nước ngoài bao gồm cả người cư trú và người không cư trú, người không cư trú là người Việt Nam định cư ở nước ngoài. 2.         Tổ chức, cá nhân là bên nước ngoài trong các doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài tại Việt Nam sử dụng các khoản lợi nhuận được chia hoặc các khoản thu nhập hợp pháp khác ở Việt Nam để mua, bán chứng khoán tại Trung tâm Giao dịch Chứng khoán. Trong Quyết định này, các đối tượng nói trên được gọi chung là tổ chức, cá nhân nước ngoài. Điều 3: Nguồn vốn tham gia mua chứng khoán Tổ chức, cá nhân nước ngoài được sử dụng các nguồn vốn sau đây để mua chứng khoán: 1.         Ngoại tệ từ nước ngoài chuyển vào Việt Nam theo qui định quản lý ngoại hối hiện hành; 2.         Ngoại tệ trên tài khoản tiền gửi ngoại tệ của tổ chức, cá nhân nước ngoài thuộc đối tượng nêu tại Điều 2 Quyết định này mở tại các ngân hàng được phép hoạt động kinh doanh ngoại hối tại Việt Nam; 3.         Phần lợi nhuận được chia của tổ chức, cá nhân nước ngoài từ hoạt động đầu tư trực tiếp tại Việt Nam; 4.         Các khoản thu của tổ chức, cá nhân nước ngoài từ việc chuyển nhượng, thanh lý, giải thể từ hoạt động đầu tư trực tiếp tại Việt Nam theo quy định hiện hành; 5.         Thu từ việc xuất khẩu hàng hóa, dịch vụ vào Việt Nam của tổ chức, cá nhân nước ngoài theo qui định hiện hành; 6.         Tiền lương, thưởng và các thu nhập hợp pháp khác của cá nhân nước ngoài tại Việt Nam phù hợp qui định hiện hành. Điều 4: Chuyển vốn vào Việt Nam để mua chứng khoán Tổ chức, cá nhân nước ngoài chuyển ngoại tệ từ nước ngoài vào Việt Nam để mua chứng khoán phải bán ngoại tệ cho ngân hàng là Thành viên lưu ký nước ngoài sau đây gọi tắt là Thành viên lưu ký nước ngoài nơi tổ chức, cá nhân nước ngoài mở tài khoản để lấy đồng Việt Nam mua, bán chứng khoán. Điều 5: Tài khoản giao dịch chứng khoán 1.       Mở tài khoản giao dịch chứng khoán bằng đồng Việt Nam và tài khoản lưu ký chứng khoán Tổ chức, cá nhân nước ngoài muốn mua, bán chứng khoán được niêm yết tại Trung tâm Giao dịch Chứng khoán phải mở tại một Thành viên lưu ký nước ngoài một tài khoản giao dịch chứng khoán bằng đồng Việt Nam và một tài khoản lưu ký chứng khoán theo qui định tại Quyết định này và các qui định hiện hành của pháp luật về chứng khoán, thị trường chứng khoán. 2.       Sử dụng tài khoản giao dịch chứng khoán bằng đồng Việt Nam Phần thu a.       Thu từ bán ngoại tệ cho Thành viên lưu ký nước ngoài; b.       Thu từ các nguồn nêu tại khoản 3, 4, 5 và 6 Điều 3 Quyết định này; c.       Thu từ chuyển khoản từ tài khoản tiền Đồng Việt Nam của tổ chức, cá nhân nước ngoài đó tại Việt Nam theo qui định quản lý ngoại hối hiện hành nếu có vào tài khoản này để mua chứng khoán; d.       Thu từ việc bán chứng khoán; e.       Thu các khoản cổ tức, tiền lãi trái phiếu và các khoản thu liên quan khác phát sinh từ việc mua, bán chứng khoán. Phần chi a.       Chi để thanh toán cho việc mua chứng khoán và các chi phí liên quan đến việc giao dịch chứng khoán; b.       Chi mua ngoại tệ để chuyển ra nước ngoài. Điều 6: Mua ngoại tệ để chuyển ra nước ngoài 1.    Sau khi đã hoàn thành các nghĩa vụ thuế theo qui định của pháp luật Việt Nam, tổ chức, cá nhân nước ngoài được phép sử dụng nguồn tiền đồng Việt Nam trên tài khoản giao dịch chứng khoán để mua ngoại tệ tại Thành viên lưu ký nước ngoài để chuyển ra nước ngoài. 2.    Tổ chức, cá nhân nước ngoài chỉ được chuyển phần vốn đầu tư thuộc giao dịch vốn ra nước ngoài sau một 01 năm kể từ ngày phần vốn đó được chuyển vào tài khoản giao dịch chứng khoán bằng đồng Việt Nam mở tại Thành viên lưu ký nước ngoài, trừ trường hợp được pháp luật cho phép. Đối với số lợi nhuận đầu tư, tiền thu cổ tức và lãi trái phiếu thuộc giao dịch vãng lai, tổ chức, cá nhân nước ngoài được chuyển ra nước ngoài không hạn chế thời gian.  Điều 7: Qui định về kiểm tra chứng từ Thành viên lưu ký nước ngoài khi thực hiện các nghiệp vụ thu, chi trên tài khoản tiền gửi giao dịch chứng khoán cho tổ chức, cá nhân nước ngoài có trách nhiệm kiểm tra các chứng từ sau: 1.    Đối với nguồn thu: -        Thu từ lợi nhuận đầu tư trực tiếp tại Việt Nam: Bản sao Giấy phép đầu tư, Biên bản của Hội đồng quản trị hoặc Ban Điều hành dự án đối với Hợp đồng hợp tác kinh doanh về việc phân chia lợi nhuận hoặc chia doanh thu đối với Hợp đồng hợp tác kinh doanh có xác nhận của cơ quan thuế có thẩm quyền; -        Thu từ việc thanh lý, giải thể từ hoạt động đầu tư trực tiếp tại Việt Nam: Quyết định chấm dứt hoạt động hoặc giải thể Doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài hoặc Quyết định chấm dứt hiệu lực của Hợp đồng hợp tác kinh doanh, Văn bản thỏa thuận của các bên trong Doanh nghiệp hoặc trong Hợp đồng hợp tác kinh doanh về việc thanh lý tài sản, Văn bản của cơ quan thuế có thẩm quyền xác nhận đã hoàn thành nghĩa vụ tài chính với Nhà nước Việt Nam nếu số tiền thu được lớn hơn số vốn đã góp ban đầu; -        Đối với trường hợp chuyển nhượng vốn: Hợp đồng chuyển nhượng vốn đã được xác nhận của cơ quan có thẩm quyền, Văn bản của cơ quan thuế có thẩm quyền xác nhận đã hoàn thành nghĩa vụ tài chính với Nhà nước Việt Nam nếu việc chuyển nhượng vốn có phát sinh lợi nhuận; -        Thu từ cung ứng hàng hóa, dịch vụ: Văn bản của cơ quan thuế có thẩm quyền xác nhận đã hoàn thành nghĩa vụ tài chính với Nhà nước Việt Nam; -        Thu từ lương, thưởng, thu nhập hợp pháp của cá nhân: Tùy theo tính chất của khoản thu mà tổ chức, cá nhân nước ngoài phải xuất trình các chứng từ sau: Bảng lương theo Hợp đồng lao động hoặc xác nhận của cơ quan sử dụng lao động về các khoản thưởng hoặc văn bản của cơ quan có thẩm quyền xác nhận tính hợp pháp của các khoản thu khác cho, tặng, thừa kế, trúng xổ số…   2.    Đối với khoản chi VNĐ để mua ngoại tệ chuyển ra nước ngoài: Văn bản của cơ quan thuế có thẩm quyền xác nhận đã hoàn thành các nghĩa vụ tài chính với Nhà nước Việt Nam đối với những khoản đầu tư từ chứng khoán tại Trung tâm Giao dịch Chứng khoán. 3.    Đối với trường hợp chuyển vốn ra nước ngoài: Các chứng từ giao dịch chứng minh thời gian tổ chức, cá nhân nước ngoài đã sử dụng phần vốn đó để mua, bán chứng khoán tại Trung tâm Giao dịch Chứng khoán tối thiểu là một năm.  Điều 8: Trách nhiệm của Thành viên lưu ký nước ngoài 1.    Bán ngoại tệ: Khi tổ chức, cá nhân nước ngoài có nhu cầu mua ngoại tệ để chuyển ra nước ngoài, Thành viên lưu ký nước ngoài căn cứ vào nguồn ngoại tệ của ngân hàng để bán ngoại tệ cho tổ chức, cá nhân nước ngoài phù hợp với các qui định quản lý ngoại hối hiện hành. 2.    Báo cáo: Định kỳ hàng tháng chậm nhất vào ngày mùng 5 của tháng sau, Thành viên lưu ký nước ngoài phải báo cáo cho Ngân hàng Nhà nước Vụ Quản lý ngoại hối: a.      Tình hình mở, đóng Tài khoản Giao dịch chứng khoán bằng đồng Việt Nam của tổ chức, cá nhân nước ngoài tại Thành viên lưu ký nước ngoài Mẫu số 01; b.      Tình hình hoạt động tài khoản Giao dịch chứng khoán và tình hình mua ngoại tệ để chuyển ra nước ngoài của tổ chức, cá nhân nước ngoài tại Thành viên lưu ký nước ngoài Mẫu số 02; c.       Tình hình hoạt động của tài khoản lưu ký chứng khoán của tổ chức, cá nhân nước ngoài tại Thành viên lưu ký nước ngoài Mẫu số 03. Trong trường hợp cần thiết, Thành viên lưu ký nước ngoài có trách nhiệm cung cấp thông tin, báo cáo theo yêu cầu của Ngân hàng Nhà nước. Điều 9: Điều khoản thi hành 1.       Quyết định này có hiệu lực thi hành sau 15 ngày kể từ ngày ký. Việc sửa đổi, bổ sung Quyết định này do Thống đốc Ngân hàng Nhà nước quyết định. 2.       Chánh Văn phòng, Vụ trưởng Vụ Quản lý ngoại hối, Thủ trưởng các đơn vị thuộc Ngân hàng Nhà nước; Giám đốc Chi nhánh Ngân hàng Nhà nước Tỉnh, Thành phố trực thuộc trung ương; Chủ tịch Hội đồng quản trị và Tổng Giám đốc Giám đốc các tổ chức tín dụng được phép hoạt động ngoại hối, Thành viên lưu ký nước ngoài và các tổ chức, cá nhân nước ngoài tham gia mua, bán chứng khoán niêm yết tại Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Việt Nam có trách nhiệm thi hành Quyết định này. PHỤ LỤC SỐ 5 THÔNG TƯ Hướng dẫn phương pháp tính toán các chỉ tiêu nợ nước ngoài BỘ TÀI CHÍNH ______________ Số: 21/2007/TT-BTC CỘNG HOÀ XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM Độc lập – Tự do – Hạnh phúc ____________________________ Hà Nội, ngày 21 tháng 3 năm 2007 Căn cứ Nghị định số 134/2005/NĐ-CP ngày 1/11/2005 của Chính phủ ban hành Quy chế quản lý vay và trả nợ nước ngoài; Căn cứ Nghị định số 77/2003/CP-NĐ ngày 1/7/2003 của Chính phủ quy định chức năng, nhiệm vụ, quyền hạn và cơ cấu tổ chức của Bộ Tài chính; Căn cứ Quyết định số 231/2006/QĐ-TTg ngày 16/10/2006 của Thủ tướng Chính phủ ban hành Quy chế xây dựng và quản lý hệ thống chỉ tiêu đánh giá, giám sát tình trạng nợ nước ngoài của quốc gia; Bộ Tài chính hướng dẫn cụ thể phương pháp tính toán các chỉ tiêu nợ nước ngoài như sau: I. QUY ĐỊNH CHUNG 1. Phạm vi điều chỉnh: Thông tư này hướng dẫn cụ thể phương pháp tính toán các chỉ tiêu nợ nước ngoài được quy định tại Điều 5 và Điều 6 Quyết định số 231/2006/QĐ-TTg ngày 16/10/2006 của Thủ tướng Chính phủ ban hành Quy chế xây dựng và quản lý hệ thống chỉ tiêu đánh giá, giám sát tình trạng nợ nước ngoài của quốc gia. 2. Giải thích từ ngữ: Các từ ngữ sử dụng trong Quyết định này có cùng ý nghĩa như đã được giải thích tại Quyết định số 231/2006/QĐ-TTg ngày 16/10/2006 của Thủ tướng Chính phủ ban hành Quy chế xây dựng và quản lý hệ thống chỉ tiêu đánh giá, giám sát tình trạng nợ nước ngoài của quốc gia (sau đây gọi là Quyết định số 231/2006/QĐ-TTg). Các từ ngữ dưới đây được hiểu như sau: a) “Hệ số chiết khấu để tính toán Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài” (Hệ số chiết khấu): là lãi suất thương mại tham chiếu (CIRR) kỳ hạn 6 tháng của đồng ngoại tệ tương ứng với mỗi khoản nợ do Tổ chức Hợp tác và Phát triển kinh tế (OECD) công bố (trên trang web của tổ chức này) tại thời điểm tính toán. Trong trường hợp cần tính toán nhanh các chỉ tiêu nợ có thể sử dụng lãi suất CIRR của đồng USD làm đại diện, hoặc sử dụng hệ số chiết khấu do IMF áp dụng để tính toán Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài của Việt Nam và ghi chú rõ hệ số chiết khấu áp dụng. b) Thu ngân sách nhà nước (Thu NSNN): là tổng thu cân đối ngân sách nhà nước (kể cả thu từ viện trợ không hoàn lại cho chương trình, dự án), được Quốc hội phê chuẩn; hoặc trong trường hợp Quốc hội chưa phê chuẩn, là số liệu do Bộ Tài chính báo cáo. c) "Dự trữ ngoại hối nhà nước" (FR): là tài sản bằng ngoại hối thể hiện trong bảng cân đối tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, theo số liệu do Ngân hàng Nhà nước Việt Nam cung cấp theo quy định của Quyết định số 231/2006/QĐ-TTg. II. QUY ĐỊNH VỀ TÍNH TOÁN CHỈ TIÊU NỢ NƯỚC NGOÀI 1. Các chỉ tiêu chính được đánh giá, giám sát theo ngưỡng an toàn nợ: a) Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài (PV FD): Là tổng các nghĩa vụ trả nợ (gốc và lãi) trong tương lai của tổng số nợ nước ngoài hiện có được quy về thời điểm hiện tại áp dụng hệ số chiết khấu nêu tại Khoản 2 Mục I Thông tư này. Công thức tính giá trị hiện tại của nợ nước ngoài (PV FD) như sau: n DSi PV FD = ∑ _____________ i = 1 (1 + r)i Trong đó: - DSi là nghĩa vụ trả nợ (gốc, lãi) của năm thứ i - r là hệ số chiết khấu để tính toán giá trị hiện tại của nợ nước ngoài - n là số năm đưa vào tính toán b) Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài so với GDP (PV FD/GDP) được tính tại thời điểm cuối mỗi năm như sau: Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài cuối kỳ PV FD /GDP = ____________________________ x100% GDP trong kỳ (năm) c) Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài so với kim ngạch xuất khẩu hàng hoá và dịch vụ (PV FD/EX ): Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài cuối kỳ PV FD/EX = _______________________________ x100% Kim ngạch xuất khẩu hàng hoá và dịch vụ trong kỳ (năm) d) Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài so với thu ngân sách nhà nước (PVFD/ Thu NSNN): Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài cuối kỳ PV FD/ Thu NSNN = _________________________________ x 100% Thu Ngân sách Nhà nước trong kỳ (năm) đ) Nghĩa vụ trả nợ nước ngoài hàng năm so với kim ngạch xuất khẩu hàng hoá và dịch vụ (DS/EX): Nghĩa vụ trả nợ nước ngoài hàng năm DS/EX = ______________________________ x 100% Kim ngạch xuất khẩu hàng hoá và dịch vụ trong kỳ (năm) e) Nghĩa vụ trả nợ nước ngoài hàng năm so với thu ngân sách nhà nước (DS/GR): Nghĩa vụ trả nợ nước ngoài hàng năm DS/GR = _______________________________ x 100% Thu ngân sách nhà nước trong kỳ (năm) f) Dự trữ ngoại hối nhà nước so với tổng số nợ nước ngoài ngắn hạn (FR/STD): Dự trữ ngoại hối nhà nước cuối kỳ FR/STD = ________________________________ x 100% Tổng dư nợ nước ngoài ngắn hạn cuối kỳ 2. Nhóm chỉ tiêu nợ nước ngoài của Chính phủ và của khu vực công a) Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài của khu vực công so với GDP (PV PD/GDP): Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài của khu vực công là là tổng các nghĩa vụ trả nợ (gốc và lãi) trong tương lai của tổng số nợ nước ngoài hiện có của khu vực công được quy về thời điểm hiện tại áp dụng hệ số chiết khấu nêu tại điểm 2 Phần I Thông tư này. Chỉ tiêu này được tính tại thời điểm cuối mỗi năm như sau: Giá trị hiện tại của nợ nước ngoài của khu vực công cuối kỳ PV PD/GDP = ___________________________ x 100% GDP trong kỳ (năm) b) Nghĩa vụ trả nợ hàng năm của Chính phủ so với thu ngân sách nhà nước (DS GD/GR): Nghĩa vụ trả nợ hàng năm (kể cả trả nợ trong nước) của Chính phủ DS GD/GR = __________________________ x 100% Thu ngân sách nhà nước (năm) c) Nghĩa vụ trả nợ nước ngoài của Chính phủ so với thu ngân sách nhà nước (DSExt/GR): Nghĩa vụ trả nợ nước ngoài hàng năm của Chính phủ DSExt/GR = __________________________ x 100% Thu ngân sách nhà nước (năm) d) Nghĩa vụ nợ dự phòng so với thu ngân sách nhà nước (CL/GR): Nghĩa vụ nợ dự phòng là số dư tại từng thời điểm của toàn bộ các khoản gốc, lãi và phí phải trả đối với các khoản vay của Chính phủ về cho vay lại và các khoản vay (kể cả vay trong nước) do Chính phủ bảo lãnh. Nghĩa vụ nợ dự phòng cuối kỳ (năm) của Chính phủ CL/GR = __________________________________ x 100% Thu ngân sách nhà nước (năm) 3. Tỷ giá quy đổi: Tỉ giá quy đổi giữa Đồng Việt Nam (VND) và Đô la Mỹ (USD) để tính toán các chỉ tiêu nợ nước ngoài là tỉ giá hạch toán và báo cáo thu chi ngoại tệ do Bộ Tài chính ban hành. III. TỔ CHỨC THỰC HIỆN Thông tư này có hiệu lực sau 15 ngày kể từ ngày đăng Công báo. Trong quá trình thực hiện, nếu có vướng mắc, các cơ quan liên quan phản ánh kịp thời về Bộ Tài chính để nghiên cứu bổ sung, sửa đổi cho phù hợp./. Nơi nhận: - Thủ tướng Chính phủ, các Phó TTg CP; - Văn phòng Chính phủ; - Văn phòng Quốc hội; - Văn phòng Chủ tịch nước; - Các Bộ, cơ quan ngang Bộ, cơ quan thuộc CP; - Toà án nhân dân tối cao; - Viện KSND tối cao; - Kiểm toán Nhà nước - Công báo; - Website Chính phủ; - Cục kiểm tra văn bản (Bộ Tư pháp); - Các đơn vị thuộc Bộ: Vụ PC, Vụ NSNN, Vụ TCNH, KBNN; - Website Bộ Tài chính; - Lưu: VT, TCĐN. KT. BỘ TRƯỞNG THỨ TRƯỞNG Trần Xuân Hà PHỤ LỤC SỐ 6 KIỂM ĐỊNH KIỂM SOÁT VỐN Ở VIỆT NAM PGS.TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang- ĐH Kinh tế TPHCM Mulldell Trilemma phát hiện ra rằng các nhà hoạch định chính sách không thể chọn cùng một lúc ba mục tiêu chính sách kinh tế vĩ mô, đó là chính sách tiền tệ độc lập; ổn định tỷ giá và tự do hóa dòng vốn, theo lý thuyết bộ ba bất khả thi (impossible trinity). Trong trường hợp ở Malaysia, tự do hóa dòng vốn đã bị hy sinh để đổi lấy sự độc lập trong chính sách tiền tệ và ổn định tỷ giá. Mặc dù dư luận vẫn còn đang xem xét xem liệu có phải kiểm soát vốn là yếu tố quyết định sự hồi phục của nhanh chóng của Malaysia sau cuộc khủng hoảng hay không? (IMF,2000), các chứng cứ thực nghiệm gần đây cho thấy ở các nước đang phát triển, do thiếu niềm tin của nhà đầu tư và thị trường vốn không phát triển, nên thường phải gánh chịu “nỗi lo về thả nổi”(Calvo và Reihart, 1998) khi các nước này chọn ổn định tỷ giá trong khi theo đuổi tự do hóa dòng vốn và chính sách tiền tệ độc lập.  Phân tích dòng vốn quốc tế trong các năm vừa qua có nhiều tiến triển đáng kể khi khối lượng dòng vốn quốc tế và đặc biệt là chu chuyển dòng vốn tư nhân, đã gia tăng một cách nhanh chóng và nhiều nước công nghiệp phát triển đã tháo gỡ kiểm soát vốn vào thập niên 1980. Frankel (1992) đã xem xét tài liệu về phân tích biến động dòng vốn quốc tế trong thập niên 1970 và 1980, và kết luận rằng lý thuyết ngang giá lãi suất (IRP) là một trong những khuôn khổ hữu hiệu nhất để định lượng sự biến động của dòng vốn. Theo các nghiên cứu này, lệch chuẩn khỏi ngang giá lãi suất IRP và không ngang giá lãi suất (UIP) đều thể hiện chi phí giao dịch. Các chi phí giao dịch bao gồm rủi ro quốc gia, rủi ro tỷ giá và chi phí giao dịch thuần mà Frankel gọi là “phần bù quốc gia”. Chính các chi phí này đã hạn chế dịch chuyển tự do của dòng vốn xuyên biên giới. Ông ta cũng lưu ý rằng, bằng định lượng chu chuyển vốn quốc tế, ta có thể tính toán mức độ hội nhập của thị trường tài chính của một quốc gia với phần còn lại của thế giới.  Phân tích trong bài viết này được chúng tôi xây dựng trên các tài liệu nghiên cứu của các tác giả này và ứng dụng phương pháp luận của Cheung (2003), Otani và Tiwari (1981) và Otani (1983) để tính toán tính hiệu quả của kiểm soát vốn ở VN và đánh giá mức độ hội nhập thị trường tài chính của VN với thế giới. Thực ra, có một vài điểm giống nhau giữa những gì mà VN đang trải qua với Trung Quốc trong vài năm gần đây và với Nhật Bản đã trải qua vào cuối thập niên 1970 và đầu thập niên 1980 (Fukao, 2003).  Như vậy, đây là thời điểm tốt nhất để áp dụng lý thuyết IRP đối với VN hiện nay. Kết quả nghiên cứu như vậy sẽ cung cấp các bằng chứng thực nghiệm về tính hiệu quả của chính sách kiểm soát vốn hiện nay của VN, và kết quả này là cơ sở hữu ích cho việc hoạch định các chính sách tài chính tiền tệ và lựa chọn chế độ tỷ giá cho VN trong thời kỳ hội nhập.  VN đã kiểm soát vốn như thế nào?  Chế độ kiểm soát vốn của VN đã có nhiều đổi mới trong những năm gần đây. Trong suốt thời kỳ mở cửa cho đến nay, VN chủ yếu thực hiện phương pháp khuyến khích dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào trong nước. Sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 1997, dòng vốn FDI đã tăng trở lại, tuy vẫn đứng ở mức thấp so với tổng số đầu tư FDI vào VN: 1,2% năm 2002, 2,3% năm 2003 và 3,7% năm 2004. Trong khi đó tỉ lệ này ở Thái Lan, Malaysia & Trung Quốc là từ 30-40%. Tuy vậy, xu hướng này chắc chắn sẽ mạnh lên trong tương lai khi chính phủ phát hành loạt trái phíếu quốc tế đầu tiên vào tháng 10 năm 2005 và kéo theo hàng hoạt phương án phát hành trái phiếu quốc tế của các tổng công ty lớn như Vinashin, EVN và hàng loạt công ty khác. Dòng vốn này cùng với dòng vốn FDI, theo dự đoán, sẽ tăng lên trong những năm sắp đến và tạo sức ép lên VND. Để đối phó với dòng vốn này, thường là các cơ quan chức năng sẽ thực hiện các phương pháp nới lỏng thị trường đối với các dòng chu chuyển vốn ra nước ngoài. Trong thực tế, Nhật Bản cũng đã từng thực hiện các phương pháp tương tự như vậy trước khi tự do hóa hoàn toàn cán cân tài khoản vốn vào cuối thập niên 1970 và đầu thập niên 1980.  Những đổi mới trong kiểm soát vốn được tiến hành nhanh và hiệu quả như thế nào rất khó có thể nhận biết được, nếu chỉ bằng cách tiếp cận thông qua các thay đổi trong các luật lệ và các chính sách mà các cơ quan chức năng công bố. Hoặc chỉ bằng cách so sánh các chỉ số kinh tế trước và sau khi đổi mới kiểm soát vốn.  Chúng ta hay có quan niệm (thường là sai lầm) là chỉ cần nhìn vào những quy định nới lỏng kiểm soát vốn, ví dụ như chính phủ nới lỏng tỷ lệ sở hữu cho người nước ngoài nắm giữ lên đến 49%, là đã kết luận được về tính hiệu quả kiểm soát vốn.  Trong thực tế, chỉ bằng cách tiếp cận thông qua các luật lệ và những chính sách, hầu như không thể nào biết được những thay đổi trong luật và các chính sách này đã tác động đến những khó khăn phát sinh trong quá trình quản lý các giao dịch tài chính như thế nào. Những phức tạp này chủ yếu là do có quá nhiều nhân tố tác động, chẳng hạn như nhân tố rủi ro quốc gia, các ưu đãi thuế, rủi ro tỷ giá v.v.  Từ những nhận định trên, chúng tôi sẽ đưa ra những phân tích riêng của mình để giải thích những thay đổi trong luật lệ và chính sách có ảnh hưởng như thế nào đến các giao dịch tài chính.  Đánh giá kiểm soát vốn tại VN thông qua kiểm định ngang giá lãi suất IRP  Theo lý thuyết ngang giá lãi suất IRP, nếu tồn tại các điều kiện để nghiệp vụ kinh doanh chênh lệch phi rủi ro khả thi thì tỷ lệ giữa tỷ giá kỳ hạn và tỷ giá giao ngay sẽ bằng chênh lệch lãi suất của các tài sản định danh bằng ngoại tệ và các tài sản tương đương định danh bằng nội tệ, nghĩa là:  ƒt,t+k – St = (it,k – i*t,k) (1)  với St: Tỷ giá giao ngay của ngoại tệ tại thời điểm t  ƒt,t+k : Tỷ giá kỳ hạn cho thời kỳ k  it,k: là lãi suất của các sản phẩm tài chính định danh bằng đồng nội tệ   i*t,k : là lãi suất của các sản phẩm tài chính định danh bằng ngoại tệ  (các giá trị trên được biểu thị dưới dạng log)  Công thức (1) là điều kiện của nghiệp vụ kinh doanh chênh lệch phi rủi ro chưa xét đến khẩu vị rủi ro của nhà đầu tư. Tuy nhiên, để mở rộng mô hình này cho các nhà đầu tư không chấp nhận rủi ro thì tỷ giá kỳ hạn sẽ chênh lệch với tỷ giá giao ngay kỳ vọng một phần bù để bù đắp cho phần phi rủi ro nhận được do đầu tư vào tài sản bằng nội tệ thay vì đầu tư vào tài sản ngoại tệ. Chúng ta định nghĩa phần bù rủi ro, h :  ƒt,t+k = Set,t+k + ht,t+k (2)  Thay (2) vào (1) và biểu diễn sự biến động tỷ giá từ thời điểm t đến thời điểm t+k bằng một hàm số theo chênh lệch lãi suất và phần bù rủi ro, chúng ta có:  DSet,t+k = (it,k – i*t,k) – ht,t+k (3)  Ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) được thể hiện trong phương trình (3) khi phần bù rủi ro bằng 0, kết quả này phù hợp với giả định rằng các nhà đầu tư là chấp nhận rủi ro. Trong trường hợp này thì biến động trong tỷ giá giao ngay kỳ vọng sẽ bằng với chênh lệch lãi suất hiện tại. Tuy nhiên, phương trình (3) không thể được kiểm định một cách trực tiếp vì không có số liệu về bíến động của tỷ giá giao ngay tương lai. Để các nghiên cứu này khả thi thì UIP thường được kiểm định kèm theo giả định kỳ vọng hợp lý trên thị trường ngoại hối. Khi đó, giá trị tương lai của St+k sẽ bằng giá trị kỳ vọng tại thời điểm t cộng với một sai số ký ýhiệu là xt,t+k, sai số này không tương quan với bất kỳ một thông tin nào tại thời điểm t, bao gồm cả chênh lệch lãi suất và tỷ giá giao ngay hiện tại:  St+k = Sret,t+k + xt,t+k (4)  Thay (4) vào phuơng trình (3) chúng ta có được mối quan hệ:  DSt,t+k = (it,k – i*t,k) – ht,t+k + xt,t+k (5)  Vế trái của phương trình (5) chính là biến động của tỷ giá từ thời điểm t đến t+k. Theo lý thuyết kỳ vọng không thiên lệch, hai giá trị cuối trong phương trình (5) được giả định là trực giao với chênh lệch lãi suất. Do đó, trong điều kiện hồi quy, tham số ước lượng của chênh lệch lãi suất sẽ có một phân phối xác suất theo hàm hồi quy sau:  DSt,t+k = a + b(it,k – i*t,k) + et,t+k (6)  Sử dụng phương trình (6) để kiểm định mối quan hệ giữa chênh lệch lãi suất và biến động tỷ giá hối đoái, theo đó chênh lệch giữa lãi suất VND và lãi suất USD có phải là một dự báo không thiên lệch cho biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai của đôla Mỹ hay không. Nếu đúng như vậy, thì các nhà kinh doanh chênh lệch sẽ không có cơ hội để đầu tư kiếm lời do chênh lệch lãi suất. Và có nghĩa là chính phủ đã không thực hiện bất cứ một kiểm soát vốn nào và thị trường là cân bằng.   Dữ liệu quan sát được thể hiện trên bảng số liệu trong bài viết này. Lãi suất VND và USD là lãi suất tiền gửi kỳ hạn 3 tháng tại thị trường VN, nguồn số liệu từ các NHTMCP của VN. Tỷ giá giao ngay (St) giữa VND và USD được quan sát theo biến động mỗi quý tại thời điểm cuối mỗi quý. Tỷ giá kỳ hạn (Fn) giữa VND và USD là tỷ giá kỳ hạn 90 ngày do chúng tôi tính toán dựa theo các văn bản của NHNN VN quy định và hướng dẫn về cách tính tỷ giá kỳ hạn. Tất cả số liệu được quan sát trong giai đoạn từ Quý 1 năm 1999 (thời điểm NHNN bắt đầu cho phép giao dịch ngoại tệ kỳ hạn) đến Quý 3 năm 2005, bao gồm 28 kỳ quan sát.  Lãi suất, tỷ giá giao ngay và tỷ giá kỳ hạn của VND và USD từ Q1/1999 đến Q3/2005 (Nguồn: NHNN và từ trang web của một số NHTMCP)  Lãi suất VND (%/3tháng) Lãi suất USD (%/3 tháng) Tỷ giá kỳ hạn VND/USD Tỷ giá giao ngay VND/USD it,k i* t,k ƒt,t+k St 2,49 1,20 14145 13902 2,28 1,20 14175 13931 1,68 1,06 14238 13993 1,35 1,08 14273 14028 1,35 1,08 14308 14062 1,35 1,20 14177 14085 1,35 1,08 14307 14215 1,80 1,08 14608 14514 1,50 0,93 14640 14545 1,50 0,79 14941 14845 1,71 0,68 15228 15003 1,65 0,43 15310 15084 1,80 0,43 15479 15250 1,80 0,40 15551 15321 1,89 0,40 15577 15347 1,95 0,40 15634 15403 2,01 0,40 15675 15443 2,01 0,40 15731 15499 2,01 0,40 15790 15557 1,89 0,40 15881 15646 1,80 0,40 15960 15724 1,86 0,40 15959 15723 1,86 0,45 15986 15755 1,86 0,55 15985 15777 1,86 0,59 16024 15823 1,89 0,70 16050 15857 2,01 0,78 16058 15897 Từ nguồn số liệu thu thập được, sử dụng phương trình hồi quy (6), chúng tôi biểu diễn mối quan hệ giữa chênh lệch lãi suất VND – USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng, được thể hiện trên hình (quan hệ tương quan giữa chênh lệch lãi suất VND-USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai của USD).  Quan hệ tương quan giữa chênh lệch lãi suất VND – USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai của USD.  Tiếp theo chúng tôi tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa chênh lệch lãi suất VND – USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai theo phương trình hồi quy (6) và cho ra kết quả sau:  Regression Statistics  Multiple R  0,39509546  R Square  0,15610042  Adjusted R Square  0,12234444  Standard Error  0,00347987  Observations  27  Intercept  X Variable 1  Coefficients  0,010111675  0,006336797  Standard Error  0,001644979  0,002946749  t Stat  6,146993  2,150437  P-value  1,99E-06  0,041383  Lower 95%  0,0067238  0,0002679  Upper 95%  0,01349957  0,01240574  Ý nghĩa của mô hình là 15,61%, nghĩa là mối quan hệ tuyến tính giữa chênh lệch lãi suất giữa VND – USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của đô la Mỹ là 15,61%. Nói cách khác, chỉ có 15,61% biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của đôla Mỹ được giải thích bởi mối tương quan tuyết tính này.  Chúng tôi tiến hành kiểm định mối quan hệ này, giả thiết:  * H0 :b  = 0 (giữa X và Y không có quan hệ nghĩa là giữa chênh lệch lãi suất giữa VND – USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của đô la Mỹ là không tương quan).  * H1 : b # 0 (giữa X và Y có quan hệ nghĩa là giữa chênh lệch lãi suất giữa VND – USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của đô la Mỹ là có tương quan).  Quy tắc kiểm định: bác bỏ giả thuyết H0 nếu giá trị thống kê t (t Stat) > tn–2,a/2.  Nhìn vào kết quả kiểm định chúng ta nhận thấy hệ số góc của mô hình (b) bằng 0,0063 với giá trị thống kê t bằng 2,1504 > tn–2,a/2 = 2,0555. Như vậy, giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là giữa chênh lệch lãi suất giữa VND – USD và biến động trong tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng của đô la Mỹ là có mối quan hệ tương quan.  Tuy nhiên, như đã nói ở trên, mối quan hệ tương quan này là rất yếu, hệ số góc chỉ bằng 0,0063, trong khi nếu ngang giá lãi suất tồn tại thì giá trị này phải bằng 1. Lưu ýý rằng khi xây dựng mô hình, chúng ta dựa vào giả định không thiên lệch trong kỳ vọng hợp lý của nhà đầu tư về tỷ giá giao ngay tương lai (Sret,t+k) trong phương trình (4). Khi đó tỷ giá kỳ hạn ƒt,t+k được sử dụng như là một dự báo không thiên lệch cho tỷ giá giao ngay tương lai kỳ vọng (Set,t+k) theo phương trình (2) và (3) với giả định là xt,t+k là nhiễu trắng (white – noise error) và sai số này không tương quan với bất kỳ một thông tin nào tại thời điểm t, bao gồm cả chênh lệch lãi suất và tỷ giá giao ngay hiện tại. Tuy nhiên, trong thực tế ở VN giả định này đã bị vi phạm khi NHNN VN ấn định một biên độ giới hạn cho tỷ giá kỳ hạn theo tỷ giá giao ngay. Theo đó, các NHTM tính toán tỷ giá kỳ hạn giao dịch bằng cách lấy tỷ giá giao ngay cộng thêm điểm kỳ hạn (do NHNN) quy định chứ không phải tính toán tỷ giá kỳ hạn trên cơ sở ngang giá lãi suất IRP.  Như vậy có thể kết luận rằng ngang giá lãi suất ở VN đã không tồn tại vì chênh lệch lãi suất giữa VND và USD chỉ giải thích được phần rất nhỏ trong biến động tỷ giá giao ngay tương lai của đôla Mỹ. Điều này cho thấy kiểm soát vốn ở VN trong thời gian qua là rất chặt chẽ, ngang giá lãi suất IRP đã không xảy ra, một mặt là do tỷ giá kỳ hạn được tính toán một cách chủ quan như đã trình bày trên, mặt khác chi phí giao dịch do kiểm soát vốn và những quan ngại tiềm ẩn về rủi ro quốc gia đã làm cho thị trường VN không thể nào đạt được thế cân bằng. PHỤ LỤC SỐ 7 MÔ HÌNH KIỂM SOÁT AN NINH TÀI CHÍNH QUỐC GIA PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt – ĐH Kinh tế TPHCM Trên thế giới có nhiều mô hình xây dựng nhằm dự báo khủng hoảng tài chính trong đó có một công cụ giám sát được gọi là “hệ thống cảnh báo sớm” Phan Thị Bích Nguyệt, Kiểm soát an ninh tài chính quốc gia, ĐH Kinh Tế TPHCM, 2007 để cảnh báo về các nguy cơ xảy ra khủng hoảng tài chính. Mô hình này gồm những bước sau:  Bước 1: Xây dựng biến đại diện cho khủng hoảng tài chính. Ta phân chia khủng hoảng tài chính làm 3 dạng: khủng hoảng tiền tệ, khủng hoảng ngân hàng và khủng hoảng nợ.  Khủng hoảng tiền tệ  Khủng hoảng tiền tệ thường diễn ra cùng lúc hoặc kéo theo các dạng khủng hoảng khác ví dụ như khủng hoảng ngân hàng (còn gọi là “khủng hoảng kép”). Có hai nhóm mô hình được đề xuất để cảnh báo về khủng hoảng tiền tệ:  Nhóm thứ nhất bao gồm các nghiên cứu dựa trên mô hình theo cách tiếp cận dấu hiệu (signal approach), liên quan đến việc quan sát những thay đổi của một số chỉ số vào lúc chúng phát tín hiệu – khi chúng vượt qua các ngưỡng giá trị nhất định. Cách tiếp cận dấu hiệu được phát triển bởi Kaminsky và đồng sự (1998) và bao gồm một mô hình trong đó một tập hợp các biến số kinh tế có tần số xuất hiện lớn trong một giai đoạn cụ thể được so sánh với một chỉ số khủng hoảng, vì vậy, khi một trong các biến này thay đổi lệch so với mức bình thường vượt ra khỏi một ngưỡng giá trị cụ thể, nó phát đi các tín hiệu nhị phân về khả năng xảy ra một cuộc khủng hoảng. Mô hình này định nghĩa khủng hoảng tiền tệ là việc giảm giá mạnh của đồng tiền hoặc sự sụt giảm mạnh của dự trữ ngoại hối vượt khỏi mức trung bình trên 3 phân phối chuẩn.  Cách tiếp cận thứ hai dựa trên một mô hình mũ hoặc chuẩn xác suất (logit or probit model) và sử dụng một biến giả đại diện cho khủng hoảng được thiết kế để dự báo khủng hoảng. Mô hình này được phát triển tiên phong bởi Frankel và Rose (1996). Cách tiếp cận này định nghĩa một biến số khủng hoảng mang giá trị 1 hoặc 0 dựa trên cơ sở khủng hoảng tiền tệ có diễn ra hay không trong một khoảng thời gian cụ thể. Họ định nghĩa khủng hoảng là khi tỷ giá danh nghĩa giảm 25% và đồng thời vượt quá mức giảm giá của năm trước 10% và xây dựng một biến giả đại diện cho khủng hoảng dựa vào nguyên tắc này. Như vậy, cả hai cách tiếp cận trên đã chỉ ra, trước tiên, một mô hình cảnh báo khủng hoảng cần phải định nghĩa thế nào là khủng hoảng tiền tệ trong mô hình của mình. Trong mô hình được trình bày ở đây, chỉ số áp lực ngoại hối EMPt được đề cập để định nghĩa khủng hoảng tiền tệ đối với quốc gia được nghiên cứu vào thời điểm t:  EMPt là bình quân giá quyền của thay đổi trong tỷ giá thực hiệu lực (RER), thay đổi trong lãi suất (r) và thay đổi trong dự trữ ngoại hối (res). Sử dụng biến số tỷ giá thực hiệu lực là nhằm tính đến cả những biến động đáng kể của lạm phát. Các trọng số wRER, wr và wres là tỷ trọng của các biến số tỷ giá thực, lãi suất và dự trữ ngoại hối trong mô hình, với nguyên tắc là biến số có độ bất ổn ít hơn thì có trọng số lớn hơn. Tính một cách gần đúng, các tỷ trọng này tương đương với nghịch đảo của độ lệch chuẩn của mỗi biến số.  Chỉ số này được xem là bình quân gia quyền của ba biến số trên và được xây dựng dựa trên nguyên tắc về hành động đầu cơ tiền tệ của các nhà đầu tư. Nếu các nhà đầu tư xem các nhân tố kinh tế cơ bản của một nước là không bền vững hay dễ đổ vỡ, họ sẽ tấn công vào đồng tiền nước đó. Nếu cuộc tấn công thành công thì thường dẫn đến kết quả là chính phủ nước bị tấn công buộc phải định giá lại tỷ giá hoặc thay đổi chế độ tỷ giá. Nếu những cuộc tấn công không thành công thì ít nhất khi đồng nội tệ của mình chịu áp lực, các chính phủ cũng phải tăng lãi suất hay can thiệp vào thị trường và vì vậy làm giảm dự trữ ngoại hối. EMPt thể hiện đầy đủ những khả năng này.   Bước kế tiếp, chúng ta định nghĩa khủng hoảng tiền tệ (CCt) như là một hiện tượng xảy ra khi (EMPt) lệch ra khỏi mức EMP trung bình của quốc gia đó hai độ lệch chuẩn (SD) trở lên.  CCt = { 0 cho trường hợp khác  Khủng hoảng ngân hàng  Định nghĩa về khủng hoảng ngân hàng tương đối ít chính xác hơn so với khủng hoảng tiền tệ.  Caprio và Klingebiel (1996) cho rằng khủng hoảng ngân hàng xảy ra ở một quốc gia nếu quốc gia đó đang đối mặt với việc vốn ngân hàng suy giảm nhanh chóng và chi phí của việc giải quyết khủng hoảng là khá cao.  Dermirg ç-Kunt và Detragiache (1997) cho rằng khủng hoảng ngân hàng là một biến thể nghiêm trọng của tình trạng kiệt quệ ngân hàng, trong tình trạng đó tỷ lệ nợ quá hạn trên tổng tài sản ngân hàng vượt quá 10% và chi phí của các hoạt động “ứng cứu” hệ thống ngân hàng vượt quá 2% GDP. Khủng hoảng ngân hàng còn được xác định khi xuất hiện những sự kiện như thua lỗ của các ngân hàng, đóng băng tiền gửi, quốc hữu hóa các ngân hàng lớn, thâu tóm và sáp nhập ngân hàng.  Kaminsky và Reinhart (1999) cho rằng khủng hoảng ngân hàng bắt đầu khi (i) tháo chạy tiền khỏi ngân hàng dẫn đến việc chính phủ phải đóng cửa, thâu tóm hoặc sáp nhập các ngân hàng hoặc (ii) chính phủ phải can thiệp với qui mô lớn để giúp đỡ một hoặc nhiều tổ chức tài chính, nhưng sau đó lại phải can thiệp giúp đỡ càng nhiều hơn.  Trong một số nghiên cứu về khủng hoảng ngân hàng, người ta sử dụng một biến giả BC để mô tả khủng hoảng ngân hàng tương tự như biến CC ở trên, theo đó biến BC sẽ bằng 1 nếu trong nền kinh tế xảy ra hiện tượng khủng hoảng ngân hàng (hiện tượng khủng hoảng ngân hàng sẽ được liệt kê dựa trên những sự kiện quan sát được – như theo chuẩn của Kaminsky và Reinhart chẳng hạn – trong khoảng thời gian thực hiện mô hình). BC sẽ bằng 0 nếu không có khủng hoảng ngân hàng. BCt = 1 nếu xảy ra hiện tượng khủng hoảng ngân hàng 0 cho trường hợp không xảy ra. Các tác giả tiêu biểu sử dụng phương pháp này là Kaminsky và Reinhart (1999) và Lestano, Jacobs, và Kuper (2003).   Khủng hoảng nợ  Khủng hoảng nợ là tình trạng một quốc gia phải đề nghị thương thảo lại về các thỏa thuận vay nợ, hoãn trả lãi và vốn gốc, và phải nhận một khoản tài trợ chính thức lớn từ IMF. Một nghiên cứu gần đây của IMF đã định nghĩa một quốc gia được xem là lâm vào khủng hoảng nợ khi nó bị Standard & Poor xếp vào hạng “không thể chi trả” hoặc nhận được một khoản cho vay lớn, vượt quá 100% hạn mức ấn định trước từ IMF. Như vậy, định nghĩa này bao gồm cả những trường hợp “gần khủng hoảng” tức là không có khả năng chi trả nhưng nhờ vay IMF nên vẫn có thể trả nợ.  Vì các vấn đề xếp hạng của Standard & Poor và sắp xếp khoản vay của IMF đều được minh bạch nên các vấn đề này có thể quan sát được ở tất cả các quốc gia. Vì vậy, bằng định nghĩa ta xây dựng biến giả DC đại diện cho khủng hoảng nợ như sau:  DCt = { 1 nếu quốc gia xảy ra khủng hoảng nợ. 0 cho trường hợp không xảy ra khủng hoảng nợ. Bước 2: Xây dựng mô hình cảnh báo Sử dụng mô hình dự báo xác suất xảy ra khủng hoảng theo phân phối tích lũy chuẩn (mô hình Probit). Ý tưởng của mô hình này là tính toán mức độ ảnh hưởng của các biến số kinh tế vĩ mô (được đại diện bằng một ma trận X đóng vai trò biến giải thích trong mô hình) lên xác suất xảy ra khủng hoảng.  Ở đây yêu cầu phải xây dựng 3 phương trình theo mô hình Probit khác nhau để mô tả tương tác của từng biến số kinh tế ứng với từng loại khủng hoảng. Chúng tôi sẽ trình bày chi tiết trường hợp của khủng hoảng tiền tệ. Hai trường hợp còn lại cũng xây dựng tương tự.   Trong mô hình khủng hoảng tiền tệ, biến số phụ thuộc là một biến số nhị phân, nhận một trong hai giá trị 1 hoặc 0. Ta có phương trình hồi qui:   CCt = a + bX Theo mô hình Probit, chúng ta có mô hình xác suất như sau:  Pt = F(CCt) = F( a + bX) Trong đó Pt là xác suất CCt nhận giá trị 1, X là ma trận tập hợp các biến kinh tế và F(Ii) là hàm số phân phối chuẩn tích lũy thể hiện như sau:  F(Ii) = Nó chính là hàm mật độ phân phối xác suất và giúp chúng ta tính được giá trị xác suất xảy ra khủng hoảng. Thực hiện biến đổi xác suất, ta sẽ có phương trình hồi qui hoàn chỉnh hơn như sau:  F-1(Pt) =  a + bX = CCt Trong đó F-1(Ii) là hàm số nghịch đảo của hàm số F(Ii), chính là hàm số:  F-1(Ii) = Theo phương pháp hồi qui, thực hiện hồi qui với biến phụ thuộc là CCt và các biến độc lập là X (X ở đây là một tập hợp gồm các biến số kinh tế từ X1, X2, X3 … Xn), ta sẽ xác định được ma trận hệ số a và b. Với a và b đã biết, mô hình sẽ cho chúng ta biết ứng với một mức giá trị X nào đó, xác suất xảy ra khủng hoảng sẽ là bao nhiêu cũng như một thay đổi trong X sẽ đem lại thay đổi trong Pt là bao nhiêu – thông qua hàm số F(a + bX). Lưu ý rằng ở đây các giá trị X phải ứng với thời điểm t – 1 (nghĩa là dùng biến số kinh tế thời điểm t – 1 dự báo cho xác suất khủng hoảng thời điểm t). Tương tự như vậy, đối với khủng hoảng ngân hàng và khủng hoảng nợ chúng ta cũng có các phương trình hồi qui:  DCt = F-1(Pt) = a + bX BCt = F-1(Pt) = a + bX Bước 3: Điều chỉnh mô hình theo các điều kiện ở Việt Nam. Một vấn đề khó khăn khi vận dụng mô hình này ở Việt Nam trong thời điểm hiện tại là do số thời kỳ quan sát được quá ít nên khó mà cho một kết quả hồi qui có độ tin cậy cao. Tuy nhiên điều này có thể khắc phục qua thời gian khi số quan sát tăng lên và chúng ta có thể sử dụng dữ liệu tháng để chạy hồi qui.  Điều quan trọng hơn là ở Việt Nam hiện nay chưa diễn ra khủng hoảng tài chính nên các giá trị CCt, DCt, BCt đều không có giá trị bằng 1. Điều này làm cho phép hồi qui không có ý nghĩa. Để điều chỉnh mô hình cho phù hợp với điều kiện chưa có khủng hoảng xảy ra, chúng ta có thể dùng một mô hình điều chỉnh như sau:  Đối với khủng hoảng tiền tệ, thay vì hồi qui với biến phụ thuộc CCt, chúng ta hồi qui với biến phụ thuộc EMPt theo các biến giải thích X để tìm tác động của các biến số kinh tế lên chỉ số áp lực ngoại hối. Tức là phương trình hồi qui sẽ là:  EMPt = a + bX Vì Pt cũng là P( nên tác động của các biến số X lên EMPt cũng có thể dùng giải thích phần nào tác động của các biến số kinh tế đối với xác suất xảy ra khủng hoảng. Nếu các biến số kinh tế vĩ mô nào có tác động đáng kể đối với EMPt thì cũng sẽ tác động đáng kể đến khả năng xảy ra khủng hoảng. Ta có kết quả EMP của Việt Nam như sau:  Ta thấy Việt Nam chưa bao giờ nằm ngoài khoảng an toàn của cảnh báo khủng hoảng tiền tệ trong giai đoạn từ 1995 đến 2004. Trong giai đoạn sau khủng hoảng tài chính năm 1997, giai đoạn năm 1998 - 1999, thì chỉ số EMP tương đối cao do lãi suất và tỷ giá biến động nhiều nhưng vẫn nằm trong phạm vi cho phép.  Tham khảo các kết quả nghiên cứu của Mạng lưới nghiên cứu phát triển Đông Á (East Asian Development Network) về mô hình cảnh báo khủng hoảng tài chính, có thể thực hiện hồi qui EMP theo phương pháp sau:  Trước tiên kiểm định EMP và 3 biến số cấu thành: tỷ lệ thay đổi tỷ giá thực (RER), thay đổi trong lãi suất (INT) và thay đổi trong dự trữ (RES). Ta có kết quả: Coefficients(a) Model Unstandardized Coefficients StandardizedCoefficients t Sig. B  Std. Error  Beta  1  (Constant)  RER  INT  RES  -.046  19.535  71.159  -.001  .300  4.222  11.634   .000  .431  .611  -.454  -.154  4.627  6.117  -4.560  .884  .006  .002  .006  a Dependent Variable: EMP  Mô hình này chứng tỏ trong 3 biến cấu thành nên EMP là RER, INT, RES thì biến thay đổi trong lãi suất tác động đến EMP nhiều nhất (Beta cao nhất), tiếp theo là thay đổi trong dự trữ ngoại hối và cuối cùng là thay đổi trong tỷ giá. Thay đổi trong lãi suất và tỷ giá có tương quan thuận với EMP, ngược lại thay đổi trong dự trữ lại có tương quan nghịch với EMP .  Tiến hành hồi qui với các biến số ngoài các biến “nội sinh” của EMP là: tăng trưởng GDP (GDP), tăng trưởng cung tiền trên dự trữ quốc tế (M2IRS), tăng trưởng xuất khẩu (EXPORT), tăng trưởng nhập khẩu (IMPORT), thay đổi trong lạm phát (INF). Ta có:   Dependent Variable: EMP  Method: Least Squares  Date: 01/10/06 Time: 23:23  Sample: 1 9  Included observations: 9  Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C  M2IRS  EXPORT  IMPORT  INF  GDP  -0.970507  0.077895  -8.306473  1.033092  1.385230  -0.141444  0.774148  0.090248  5.594606  3.464190  16.78425  0.698496  -1.253646  0.863128  -1.484729  0.298220  0.082532  -0.202498  0.2988  0.4515  0.2343  0.7850  0.9394  0.8525  R-squared  Adjusted R-squared  S.E. of regression  Sum squared resid  Log likelihood  Durbin-Watson stat  0.754768  0.346047  1.602019  7.699390  -12.06807  1.694609  Mean dependent var  S.D. dependent var  Akaike info criterion  Schwarz criterion  F-statistic  Prob(F-statistic)  -0.485479  1.981045  4.015127  4.146610  1.846659  0.325448  Nhìn vào mô hình ta thấy rõ ràng mô hình này không có ý nghĩa giải thích (Prob. quá cao). Nhưng điều này không có nghĩa là không có biến số nào trong mô hình này không thể giải thích cho biến EMP. Sử dụng kiểm định Wald để kiểm định giả thiết H0: tất cả các hệ số hồi qui trong mô hình đều bằng 0 tức là tất cả các biến này đều không có ý nghĩa giải thích cho EMP, ta có kết quả:  F-statistic   1.846659   Probability     0.325448 Probability lớn hơn 15% (vì số quan sát chỉ có 9 quan sát nên không thể lấy mức ý nghĩa thấp, ở đây chọn 15%) nên giả thiết H0 bị bác bỏ . Điều này có nghĩa là có biến số trong mô hình này có thể giải thích EMP. Ta có thể sử dụng phương pháp top-down để xây dựng như sau: loại bỏ dần từng biến một, theo tiêu chí biến số nào có mức giá trị p.value trong kiểm định t cao nhất (tức là có xác suất không có ý nghĩa cao nhất). Theo bảng trên thì p.value được thể hiện ở cột Prob. Như vậy biến lạm phát có ý nghĩa cao nhất, ta loại biến này ra khỏi mô hình đầu tiên. Thực hiện nhiều lần mô hình cho đến khi các biến số trong mô hình có p.value nhỏ hơn 15% .  Dependent Variable: EMP  Method: Least Squares  Date: 01/10/06 Time: 23:20  Sample: 1 9  Included observations: 9  Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C  M2IRS  EXPORT  -0.931317  0.075054  -8.272011  0.458105  0.043775  2.923780  -2.032978  1.714524  -2.829218  0.0883  0.1373  0.0300  R-squared  Adjusted R-squared  S.E. of regression  Sum squared resid  Log likelihood  Durbin-Watson stat  0.745942  0.661256  1.153002  7.976478  -12.22717  1.682728  Mean dependent var  S.D. dependent var  Akaike info criterion  Schwarz criterion  F-statistic  Prob(F-statistic)  -0.485479  1.981045  3.383816  3.449558  8.808334  0.016398  Như vậy, ngoài các biến số cấu thành ta còn thấy hai biến số tăng trưởng cung tiền M2/dự trữ ngoại hối và tăng trưởng xuất khẩu cũng tác động đáng kể đến EMP . Trong đó M2/ dự trữ ngoại hối tác động cùng chiều còn xuất khẩu tác động ngược chiều với EMP.  Tóm lại, ta có mối quan hệ tác động giữa các biến số đến EMP như sau:      Biến số                                    Tác động      Lãi suất                                         +      M2/dự trữ ngoại hối                      +      Tỷ giá thực                                   +      Dự trữ ngoại hối                            -      Xuất khẩu                                      -      (+ là tác động cùng chiều, - là ngược chiều)  Đối với khủng hoảng nợ và khủng hoảng ngân hàng, vì DCt và BCt không được xác định thông qua một chỉ số định lượng như CCt nên ta không thể áp dụng phương pháp trên. Trong trường hợp khủng hoảng ngân hàng, một phương pháp có thể tính đến là hồi qui chỉ số nợ quá hạn/tổng nợ của hệ thống ngân hàng với các hệ số vi mô của hệ thống ngân hàng như tổng vốn, tài sản sinh lợi trên tổng nợ, tăng trưởng tín dụng, tổng khoản vay liên ngân hàng trên tổng tài khoản ký gửi như trong nghiên cứu về khủng hoảng ngân hàng năm 2002 của Antonio Ahumada và Carlos Budnevich.   Vì mô hình được xây dựng ở bước 2 là có tính so sánh được với các mô hình cảnh báo khủng hoảng sớm (EWS) trên thế giới nên những kết quả nghiên cứu của các nước trên thế giới cũng có thể được tham khảo và ứng dụng khi cần thiết.   Một cách ứng dụng đơn giản là khi chúng ta thấy chỉ số EMPt biến động nhanh, mặc dù chưa vượt qua 2 độ lệch chuẩn so với mức trung bình nhưng chúng ta cũng lưu ý quan sát đến các nhân tố kinh tế có thể tác động đến xác suất khủng hoảng. Vì số lượng nhân tố kinh tế khá nhiều nên các kết quả nghiên cứu trên bảng trên sẽ tạo điều kiện cho chúng ta thực hiện một kiểm tra nhanh, tức là chỉ quan tâm đến các nhân tố thường ảnh hưởng đến xác suất xảy ra khủng hoảng. Các nhân tố này có thể được tham khảo thông qua kết quả trên.  Ta thấy các biến số biến động tỷ giá thực (theo hướng định giá cao đồng nội tệ), dự trữ ngoại tệ, nợ nước ngoài của khu vực ngân hàng và M2/dự trữ xuất hiện trong hầu hết các kết luận của các nhà nghiên cứu về các biến số có tác động đến mô hình. Các nghiên cứu trong năm 2004 của Mete Feridun về khủng hoảng ở Brazil và Nga còn bổ sung thêm yếu tố FDI/GDP, tài khoản vãng lai/GDP, và nợ chính phủ/GDP vào trong số các biến số cần đặc biệt quan tâm.  Mục tiêu đạt được từ mô hình trên là tạo một công cụ giám sát để cảnh báo về các nguy cơ xảy ra khủng hoảng tài chính đồng thời chúng tôi đề thêm 2 vấn đề :   Thứ nhất: Chính sách tỷ giá và chính sách tiền tệ có ảnh hưởng rất quan trọng đến chỉ số áp lực ngoại hối. Nói cách khác, khi hội nhập tài chính quốc tế, đồng nghĩa với việc tự do hóa về lãi suất và tỷ giá thì khả năng lâm vào khủng hoảng tiền tệ của Việt Nam sẽ cao hơn nếu không có những giám sát và điều chỉnh phù hợp.   Thứ hai: Chúng ta nên bắt đầu quan tâm giám sát hoặc điều chỉnh các nhân tố kinh tế chỉ số EMP của Việt Nam vượt qua mức cho phép nào? Tùy vào điều kiện cụ thể, chúng ta sẽ đặt ra một mức “ngưỡng cảnh báo nguy cơ tài chính” riêng cho Việt Nam trong từng giai đoạn chứ không nhất thiết trên cơ sở hai hay ba độ lệch chuẩn thì mới cảnh báo khủng hoảng tài chính. Một gợi ý tham khảo là đối với giai đoạn hội nhập kinh tế sắp tới nên sử dụng mức ngưỡng là 1,5 độ lệch chuẩn như trong nghiên cứu của một số nhà kinh tế của Thái Lan và Indonesia như Pranee Tinakorn (2002) hay Tulus Tambunan (2002) cho phù hợp với điều kiện các nước trong khu vực Đông Nam Á .   Kết luận: Hội nhập tài chính là sự thúc đẩy và bắt buộc phải cải cách chính sách vĩ mô, nâng cao hiệu lực của các chính sách này và kỷ luật của thị trường. Thật vậy, hội nhập tài chính làm gia tăng cái giá phải trả từ các lỗi lầm trong hoạch định chính sách, làm tăng thêm những ràng buộc và hạn chế đối với việc điều hành chính sách kinh tế vĩ mô ở các nước đang phát triển, tuy nhiên đây là điều tất yếu phải xảy ra trong quá trình hội nhập.