Tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam

61
TÁC ĐỘNG TÍCH LŨY DỰ TRỮ NGOẠI HỐI ĐẾN LẠM PHÁT 
TẠI VIỆT NAM
Nguyễn Thị Kim Phụng*, Hoàng Thị Thanh Hằng **
TÓM TẮT 
* ThS.GV. Trường Đại học Ngân hàng TP.HCM
** TS.GV. Trường Đại học Ngân hàng TP.HCM
Nghiên cứu đánh giá tác động dài hạn 
của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát 
tại Việt Nam từ quý I năm 2004 đến quý II 
năm 2017. Đồng thời, nghiên cứu xem xét tác 
động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm 
phát trong điều kiện nền kinh tế có đôla hóa 
ở Việt Nam. Nghiên cứu dựa trên học thuyết 
tiền tệ cổ điển của Irving Fisher và kế thừa 
mô hình của Steiner (2009), bằng cách tiếp 
cận mô hình tự hồi quy phân phối trễ và dùng 
mô hình hiệu chỉnh sai số ECM. Kết quả hồi 
quy phân phối trễ từ phương trình sai phân 
cho thấy, hệ số sai số phương trình ECM là 
-0.25. Qua đó, cho thấy khi các yếu tố vĩ mô 
thay đổi trong đó có tích lũy dự trữ ngoại hối, 
thời gian lạm phát trở về trạng thái cân bằng 
trong dài hạn là khoảng một năm. Bên cạnh 
đó, kết quả phân tích dài hạn cho thấy tích lũy 
dự trữ ngoại hối tác động cùng chiều đến lạm 
phát tại Việt Nam. 
Từ khóa: Dự trữ ngoại hối, lạm phát, đô la 
hóa, ARDL Bound test.
IMPACTS OF ACCUMULATING FOREIGN EXCHANGE RESERVES 
ON INFLATION IN VIETNAM 
ABSTRACT
The study evaluates the long-term impact 
of foreign exchange reserves accumulation 
on inflation in Vietnam from the first quarter 
of 2004 to the second quarter of 2017. At the 
same time, the study examines the impact 
of foreign exchange reserves accumulation 
on inflation in the context of a dollarized 
economy in Vietnam. The study has been 
based on Irving Fisher’s classic monetary 
theory and inherited Steiner’s model (2009), 
by approaching the late-stage regression 
model and using the ECM error correction 
model. The regression result from the 
differential equation shows that the coefficient 
of error of the ECM equation is -0.25. This 
suggests that when macroeconomic variables 
change, including the accumulation of foreign 
exchange reserves, the return to equilibrium 
in the long run is about one year. In addition, 
long-term analysis shows that accumulation 
of foreign exchange reserves has the same 
effect on inflation in Vietnam.
Key words: Foreign exchange reserves, 
inflation, dollarization, ARDL Bound test.
1. GIỚI THIỆU 
Lịch sử kinh tế thế giới đã chứng kiến 
những cuộc khủng hoảng rất nghiêm trọng 
như khủng hoảng tài chính ở Đông Á năm 
1997, hay khủng hoảng tài chính toàn cầu 
năm 2008. Các mức độ nghiêm trọng của 
các cuộc khủng hoảng và sự phụ thuộc vào 
tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...
62
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
khu vực tài chính bên ngoài với những điều 
kiện liên quan của nó đã dẫn đến Chính phủ 
các nước phải tăng sự bảo hiểm cho chính 
quốc gia của họ (Denbee &ctg, 2016). Dự 
trữ cao giúp giảm tác động của cuộc khủng 
hoảng đối với tăng trưởng tại các thị trường 
mới nổi (Moghadam & ctg, 2010). Với xu thế 
đó, hiện nay, dự trữ ngoại hối tiếp tục được 
đánh giá cao trong an toàn tài chính toàn cầu. 
Theo IMF (2016), những mục tiêu chính của 
Mạng lưới An Toàn Tài Chính Toàn Cầu 
(The Global Financial Safety Net - GFSN) 
gồm: Cung cấp bảo hiểm cho các nước chống 
lại một cuộc khủng hoảng, tài trợ tài chính 
khi khủng hoảng xảy ra và khuyến khích các 
chính sách kinh tế vĩ mô. Trong đó, dự trữ 
ngoại hối là một thành phần truyền thống 
quan trọng của GFSN. Đây là công cụ đầu 
tiên để chống lại những cú sốc thanh khoản 
từ bên ngoài của mỗi quốc gia. Mặc khác, dự 
trữ ngoại hối là một biểu trưng sức khỏe tài 
chính, giúp các nước đang phát triển và các 
nền kinh tế mới nổi xâm nhập thị trường quốc 
tế bằng cách tăng độ tin cậy của quốc gia và 
niềm tin của nhà đầu tư (Drummond &ctg, 
2009; Nowak&ctg, 2004). Ở Việt Nam, dự 
trữ ngoại hối trong những năm gần đây có xu 
hướng tích lũy tăng lên (hình 1). Tuy nhiên, 
tích lũy dự trữ ngoại hối làm tăng tiền cơ sở 
và cung tiền mở rộng nếu không được NHTW 
can thiệp trung hòa đầy đủ dẫn đến lạm phát 
nền kinh tế tăng (Heller, 1979; Stenier, 2017), 
mà lạm phát vốn là một trong những chỉ tiêu 
kinh tế vĩ mô cần phải được kiểm soát, quản 
lý. Điều này đặt ra nhiều khó khăn, thách 
thức cho NHTW các nước khi tích lũy dự trữ 
ngoại hối, phải làm sao tăng dự trữ nhưng 
không để lạm phát tăng, ảnh hưởng đến kinh 
tế. Như vậy, việc nghiên cứu tác động của 
tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát là một 
điều rất cần thiết đối với Việt Nam trong quá 
trình mở cửa, hội nhập tài chính. 
Hình 1. Biến động tổng dự trữ ngoại hối của Việt Nam từ quý I/2004 đến quý I/2017
Nguồn: IFS 2018
Đã có một số nghiên cứu phân tích mối 
liên hệ này dưới cấp độ quốc gia và nhóm quốc 
gia như các nghiên cứu của Heller (1979), 
Khan (1979), Lin & Wang (2005), Elhiraika & 
Ndikumana (2007), Steiner (2009), Borivoje 
& Tina (2015), Chaudhry và cộng sự (2011), 
Chen & Huang (2012), Zhou và cộng sự (2013), 
Phạm Thị Tuyết Trinh (2015),vv Tuy nhiên, 
chưa có nghiên cứu nào xét đến đặc trưng nền 
kinh tế mỗi quốc gia, trong đó đặc trưng nền 
kinh tế Việt Nam là nền kinh tế có đô la hóa. Đo 
đó, nghiên cứu này tập trung vào việc đánh giá 
tác động của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm 
phát trong nền kinh tế có đô la hóa.
63
2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN 
CỨU THỰC NGHIỆM
2.1. Cơ sở lý thuyết
Sự gia tăng dự trữ quốc tế dẫn đến sự thay 
đổi cung tiền của một quốc gia, và sự gia tăng 
cung tiền tác động đến lạm phát của quốc gia 
đó. Cơ chế này được giải thích rõ qua hai gian 
đoạn như sau:
Một là, tác động của tích lũy dự trữ quốc tế 
đến cung tiền. Để xem xét tác động của tích lũy 
dự trữ quốc tế đến cung tiền, trước hết chúng ta 
hãy xem xét mối liên hệ giữa các chỉ tiêu trên 
bảng cân đối tiền tệ của NHTW (bảng 1). 
Bảng 1. Bảng cân đối tiền tệ tóm tắt của NHTW
Tài sản có nước ngoài ròng (Net foreign assets – NFA) 
 Tài sản có nước ngoài 
 Tài sản nợ nước ngoài 
Tài sản có trong nước ròng (Net Domestic assets – NDA) 
Tín dụng trong nước ròng 
 + Cho chính phủ vay ròng 
 + Cho tổ chức tín dụng vay 
Khoản khác ròng 
Tiền cơ sở (Monetary Bases) 
Tiền trong lưu thông 
Tiền gửi của TCTD 
Nguồn: Thống kê tiền tệ của IMF
Trong bảng cân đối tiền tệ của NHTW, 
các chỉ tiêu được tính cụ thể như sau: 
 y Tài sản có nước ngoài ròng = Tài sản Có 
nước ngoài – Tài sản Nợ nước ngoài (1)
 y Tài sản có trong nước ròng = Tín dụng trong 
nước ròng + Khoản khác ròng (2)
 y Tiền cơ sở = Tiền trong lưu thông + Tiền 
gửi của TCTD tại NHTW (3)
Bảng trên cho ta phương trình sau: 
 y Tiền cơ sở = Tài sản có nước ngoài ròng 
+ Tài sản có trong nước ròng
Hay MB = NFA + NDA (4) 
Từ phương trình (4) cho ta thấy, giả sử 
các yếu tố khác không thay đổi, khi NHTW 
tích lũy dự trữ ngoại hối sẽ làm cho Tài sản có 
nước ngoài ròng tăng lên một lượng ∆NFA. 
do đó, làm cho tiền cơ sở tăng lên một lượng 
(∆MB). Mặt khác, cung tiền phụ thuộc vào 
hai yếu tố: Số nhân tiền tệ (mm) và tiền cơ 
sở (MB). 
Ms = mm.MB. (5)
Như vậy, khi tiền cơ sở MB tăng lên thì 
cung tiền Ms cũng tăng lên. Khẳng định mối 
quan hệ đồng biến giữa tích lũy dự trữ quốc 
tế và cung tiền được thể hiện trong các nghiên 
cứu thực nghiệm của Heller (1976), Khan 
(1979), Steiner (2009), Zhou & ctg (2013). 
Hai là, tác động của cung tiền đến lạm 
phát. Tác động của cung tiền đến lạm phát 
trước hết được giải thích thông qua học thuyết 
số lượng tiền tệ cổ điển của Ivring Fisher. 
Fisher (1922) xem xét mối quan hệ giữa tổng 
lượng tiền tệ Ms (cung tiền tệ) với tổng số chi 
tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...
64
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
tiêu để mua hàng thành phẩm và dịch vụ được 
sản xuất ra trong nền kinh tế P*Y, trong đó 
P là mức giá cả và Y là tổng sản phẩm. Mối 
quan hệ giữa Ms và P*Y được thể hiện qua 
chỉ tiêu tốc độ vòng quay tiền tệ V = P*Y/M. 
Theo đó, phương trình 6 và phương trình 7 thể 
hiện mối liên hệ giữa thu nhập đến số lượng 
tiền và tốc độ vòng quay tiền tệ. 
 Ms *V = P*Y (6) 
 Suy ra: P = Ms *V/Y (7)
Trong khoảng thời gian ngắn thì tốc độ 
vòng quay tiền tệ là khá bất biến. Hơn nữa, 
tiền lương và giá cả là hoàn toàn linh hoạt, cho 
nên mức tổng sản phẩm được sản xuất trong 
nền kinh tế (Y) thường sẽ giữ ở mức công ăn 
việc làm đầy đủ, do vậy Y có thể được coi 
là không thay đổi trong một khoản thời gian 
ngắn. Như vậy, khi Ms tăng, vì V và Y không 
đổi, thì P cũng phải tăng. Do đó, những sự 
vận động trong mức giá cả chỉ là kết quả của 
những thay đổi trong số lượng tiền tệ. Hay nói 
một cách khác, khi cung tiền tăng thì giá cả sẽ 
tăng và như vậy lạm phát tăng. 
Bên cạnh đó, đã có nhiều nghiên cứu thực 
nghiệm xác nhận tác động mạnh mẽ tác động 
của cung tiền đến lạm phát từ trước đến nay 
như McCandless & Weber (1995), Nassar 
(2005), Hossain (2010) ,Nguyen ( 2015)
Tóm lại, tác động của tích lũy dự trữ ngoại 
hối đến lạm phát có thể được tóm tắt qua sơ 
đồ sau:
Dự trữ ngoại hối  Tiền cơ sở  Cung tiền  Lạm phát 
2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm 
Các nghiên cứu trước đây khi đánh giá tác 
động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát 
thường tiếp cận phân tích trên phạm vi toàn 
thế giới hay một nhóm quốc gia hoặc từng 
quốc gia.
Đối với các nghiên cứu phân tích trên 
phạm vi toàn thế giới như của Heller (1976). 
Tác giả dùng số liệu từ năm 1951-1974 của 
126 quốc gia thành viên của IMF và Thụy Sỹ. 
Kết quả nghiên cứu cho thấy thay đổi dự trữ 
quốc tế toàn cầu có một tác động rõ nét đến 
tổng cung tiền trên thế giới. Mặt khác, khi uớc 
lượng trực tiếp sự thay đổi dự trữ quốc tế toàn 
cầu đến giá tiêu dùng thế giới tác giả đã tìm 
thấy một mối liên hệ có độ trễ đáng kể giữa hai 
biến quan trọng này. Cùng cho kết quả tương 
tự, đó là tích lũy dự trữ ngoại hối tác động 
đến lạm phát nhưng ở các mức độ khác nhau, 
bao gồm các nghiên cứu tiêu biểu của Khan 
(1979), Rabin &Pratt (1981), Heller (1979), 
Steiner (2009) và Steiner (2017). 
Đối với các nghiên cứu tập trung vào nhóm 
quốc gia như của Lin & Wang (2005), Kydland 
và Prescott (1977) đã nghiên cứu về dự trữ 
ngoại hối và lạm phát ở năm quốc gia Đông Á. 
Kết quả nghiên cứu cho thấy, mối liên hệ giữa 
thay đổi dự trữ ngoại hối và lạm phát là mối 
quan nghịch biến ở Nhật Bản, đồng biến ở Hàn 
Quốc và Đài Loan. Ngoài ra, các nghiên cứu 
của Elhiraika & Ndikumana (2007) ở Châu Phi 
(từ năm 1979 – 2005) để tìm hiểu nguồn gốc, 
động lực và tác động đến kinh tế của tích lũy 
dự trữ ngoại hối, cho thấy tích lũy dự trữ ngoại 
hối không có tác động có ý nghĩa đến lạm phát, 
nhưng dẫn đến mức giá cao hơn trong dài hạn. 
Hay nghiên cứu của Borivoje & Tina (2015) 
phân tích tác động của tích lũy dự trữ ngoại 
hối đến tăng trưởng kinh tế tại các nước có nền 
kinh tế mới nổi gồm có: Brazil, Trung Quốc 
và Nga cho giai đoạn từ năm 1993 – 2012 cho 
thấy tích lũy dự trữ ngoại hối không dẫn đến 
lạm phát nếu tỷ lệ tích lũy dự trữ ngoại hối 
không vượt quá tốc độ tăng trưởng kinh tế. 
65
Đối với các nghiên cứu tại từng quốc gia 
như nghiên cứu của Chaudhry và cộng sự 
(2011) phân tích mối liên hệ giữa dữ trữ ngoại 
hối và lạm phát ở Pakistan từ năm 1960 – 2007. 
Kết quả nghiên cứu cho thấy dự trữ ngoại hối 
có quan hệ nghịch chiều với lạm phát. Nghiên 
cứu của Chen & Huang (2012) sử dụng mô 
hình không tham số để phân tích cơ chế truyền 
dẫn tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát ở 
Trung Quốc. Mẫu dữ liệu phân tích bao gồm 
dự trữ, cung tiền, chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất 
và GDP danh nghĩa của Trung Quốc từ tháng 
1/1993 đến 3/2008. Kết quả cho thấy sự gia 
tăng tích lũy dự trữ ngoại hối sẽ dẫn đến sự gia 
tăng cung tiền, từ đó dẫn đến sự gia tăng lạm 
phát. Zhou & ctg (2013) sử dụng dữ liệu hàng 
tháng về dự trữ ngoại hối và chỉ số giá tiêu 
dùng để xây dựng mô hình VAR để tìm hiểu 
tác động của tăng trưởng dự trữ ngoại hối đến 
chỉ số giá tiêu dùng của Trung Quốc từ tháng 
1/2008 đến tháng 12/2011. Kết quả kiểm định 
nhân quả Granger chứng minh rằng dự trữ 
ngoại hối là một nguyên nhân làm cho CPI 
tang và mức độ tác động của dự trữ ngoại hối 
làm cho CPI tăng là 20% với độ trễ từ 1 đến 
8 tháng. Tại Việt Nam, Phạm Thị Tuyết Trinh 
(2015) sử dụng mô hình VAR để đo lường tác 
động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát 
giai đoạn quý I/2000 đến quý II/2014. Kết quả 
đo lường bằng hàm phản ứng đẩy tổng quát 
hóa cho thấy tích lũy dự trữ ngoại hối làm lạm 
phát bắt đầu tăng từ quý thứ 3 và đạt cân bằng 
mới từ quý thứ 7 ở mức 1,1% đơn vị. 
Nhìn chung, cho dù phân tích dưới gốc độ 
nào, hầu hết các nghiên cứu đều cho thấy tích 
lũy dự trữ ngoại hối có ảnh hưởng đến lạm 
phát. 
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 
3.1. Mô hình ước lượng 
Mô hình nghiên cứu trước hết được kế 
thừa từ nghiên cứu của Steiner (2009). Steiner 
xây dựng mô hình dựa trên học thuyết tiền tệ 
cổ điển của Irving Fisher kết hợp với lý thuyết 
về cung tiền và số nhân tiền tệ. Từ phương 
trình trao đổi của Fisher: 
 Ms *V = P*Y (8) 
Lấy logarit cơ số tự nhiên và vi phân 2 vế 
của phương trình, ta có:
 d(lnMs) + d(lnV) = d(lnP)+ d(lnY) 
Suy ra: (9) 
Hơn nữa, ta có: 
 MS = mm.MB và MB = NDA + NFA 
Suy ra:
(10) 
Thế (10) vào (9) ta được: 
Phương trình (11) chỉ rõ mối quan hệ giữa 
tích lũy dự trữ ngoại hối và lạm phát. Khi 
NHTW tích lũy dự trữ ngoại hối làm cho NFA 
thay đổi ( ) mà không có hoạt 
động nào làm trung hòa tác động đó trên thị 
trường tiền tệ thì sẽ dẫn đến sự gia tăng của 
mức giá trong nền kinh tế. 
Bên cạnh đó, để xem xét tác động tích 
lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát trong điều 
kiện nền kinh tế có đô la hóa, tác giả bổ sung 
biến đô la hóa vào mô hình nghiên cứu. Đô la 
hóa là việc sử dụng bất kỳ loại ngoại tệ nào 
của nước khác trong nền kinh tế trong nước 
(Reinhart & ctg 2003). Trong thập kỷ qua, đô 
la hoá vẫn là hiện tượng phổ biến ở các nước 
đang phát triển và các nền kinh tế đang chuyển 
đổi, trong đó có Việt Nam (Nguyễn Thị Hồng, 
tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...
66
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
2012). NHNN đã thực hiện nhiều biện pháp để 
chống đô la hóa. Đây là một đặc điểm nổi bật 
liên quan đến cấu trúc nền kinh tế Việt Nam, 
gây ảnh hưởng đến việc quản lý tiền tệ của 
NHNN xét trên nhiều mặt (Goujon, 2006). 
Xét trong mối liên hệ với lạm phát, các nghiên 
cứu về tác động đô la hóa lên lạm phát có kết 
luận tương phản nhau. Trong khi Bahmani& 
Domac (2003), Yeyati (2006) cho thấy sự gia 
tăng lạm phát, Gruben & Mcleod (2004) và 
Berg&ctg (2003) tìm thấy một sự suy giảm 
trong lạm phát do kết quả của đô la hoá. Theo 
Mengesha & Holmes (2015), điều này tùy 
thuộc vào hiệu quả sức mua. Thông thường, 
lạm phát làm suy yếu sức mua của đồng nội 
tệ. Kết quả là, các cá nhân có xu hướng trao 
đổi đồng nội tệ yếu cho một đồng tiền mạnh 
thay thế. Nếu việc trao đổi dẫn đến sự đô la 
hoá thực, đó là chỉ số giá cả và tiền lương cho 
đồng đô la, điều này dẫn đến hai kết quả. Một 
là, các công ty sẽ không phải đối mặt với sự 
không phù hợp về tiền tệ ngay cả khi nền kinh 
tế bị đô la hóa một phần bởi vì họ có thể kiếm 
được đô la và trả nợ bằng đồng đô la. Hơn nữa, 
sức mua của đồng tiền thay  ...  lệch sản lượng (3) Y
t 
GDPr
t
 – GDPp
t
Thomson Reuters 
6 Tốc độ vòng quay tiền tệ V
t
GDPn
t
/M
2t
7 Đô la hóa DL
t
FD
t
 /M
2t
FD
t
 : Tiền gửi ngoại tệ 
M
2t
 : Cung tiền 
IFS 2018 
(1) Mô hình sử dụng NFA điều chỉnh vì để 
loại trừ giá trị tăng NFA do biến động tỷ giá. Vì 
sự thay đổi tỷ giá làm thay đổi giá trị NFA tính 
bằng VND do NHNN Việt Nam thực hiện hạch 
toán chênh lệch tỷ giá vào mỗi cuối kỳ kế toán, 
mà giá trị thay đổi này lại làm tăng tích lũy dự 
trữ ngoại hối nhưng chỉ là giá trị trên sổ sách 
chứ không phải là giá trị dự trữ ngoại hối tăng 
thực tế cho NHNN can thiệp trên thị trường 
ngoại hối. Hơn nữa, theo đó, ∆NFA điều chỉnh 
có công thức tính như trên. Trong đó: 
- et và e
t-1 
lần lượt là tỷ giá VND/USD ở 
cuối thời kỳ t và t-1; 
- GDPn là GDP danh nghĩa. 
(2) Vì NDA được tính theo NFA nên cũng 
được điều chỉnh loại trừ chênh lệch tỷ giá như 
sau: 
 ∆NDA*
t
= (MB
t
 /GDPn
t
) - ∆NFA*
t . 
Trong đó: MB
t
 là tiền cơ sở.
(3) Độ lệch sản lượng được tính bằng cách 
chênh lệch giữa sản lượng thực và sản lượng 
tiềm năng. Trong đó, GDPr
t
 là GDP thực; 
GDPp
t
: GDP tiềm năng được tính bằng phép 
lọc Hodrick-Prescott với tham số làm nhẵn 
1600 trong phần mềm Eviews. 
tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...
68
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 
4.1. Kiểm định tính dừng của dữ liệu 
nghiên cứu 
Để ước lượng bằng mô hình ARDL 
Bounds Test, trước hết, chúng tôi kiểm định 
tính dừng của chuỗi dữ liệu nghiên cứu. Theo 
Pesaran &ctg (2001), để sử dụng được mô hình 
này, trước hết các chuỗi dữ liệu vừa có chuỗi 
dừng ở bậc I(0), vừa có chuỗi dừng ở bậc I(1) 
và không có chuỗi nào dừng ở sai phân bậc 2. 
Các biến trong mô hình được kiểm định tính 
dừng bằng cách kiểm định nghiệm đơn vị với 
hai phương pháp là ADF (Augmentd Dickey 
– Fuller) và PP (Phillips – Perron). Kết quả 
được thể hiện ở Bảng 3.
Bảng 3. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Tên biến ADF Test t- statistic
PP Test 
t- statistic Tên biến
ADF Test 
t- statistic
PP Test 
t- statistic
CPIt -0.86 -0.60 DL -0.83 -0.60
∆CPI
t
-4.18(***) -3.44(**) ∆DL -6.69(***) -13.13(***)
mm
t
-0.87 -0.92 V -2.24 -6.95(***) 
∆mm
t
-8.26(***) -12.33(***) ∆V -2.90(*) -32.89(***) 
NDA*
t
-4.12(***) -4.40(***) Y
t
-3.03(**) -3.60(***) 
NFA*
t
-3.81(***) -7.68(***)
Ghi chú: Giá trị tới hạn với mức ý nghĩa 1% , 5% và 10% lần lượt là -3.53; -2.90 và -2.59 
 Nguồn: Tính toán của tác giả
Kết quả kiểm định cho thấy các biến 
NFA*
t
, NDA*
t
, Y
t
 dừng ở bậc 0 ở cả hai 
phương pháp kiểm định ADF và PP, các biến 
còn lại đều dừng ở sai phân bậc I với mức 
ý nghĩa 10%. Như vậy, dữ liệu nghiên cứu 
thỏa điều kiện để sử dụng mô hình ARDL 
Bound Test. 
4.2. Kết quả kiểm định đồng liên kết 
Chạy mô hình ARDL bằng phần mềm 
Eviews, kết quả cho thấy độ trễ tối ưu của các 
biến trong mô hình theo tiêu chuẩn Hannan-
Quinn Criterion là ARDL (3, 1, 2, 3, 4, 1, 2). 
Tiến hành kiểm định Bound Test, chúng 
tôi thu được kết quả như sau: 
Bảng 4. Kết quả kiểm định Bound Test
Số bậc Giá trị thống kê F Giá trị giới hạn của các đường bao
K
6
F Statistic
12.11
1% 2.5% 5% 10%
I (0) I (1) I (0) I (1) I (0) I (1) I (0) I (1)
2.66 4.05 2.32 3.59 2.04 3.24 1.75 2.87
Nguồn: Tính toán của tác giả
Như vậy, kết quả giá thống kê F lớn hơn 
giá trị giới hạn của các đường bao ở các mức 
ý nghĩa từ 1% đến 10%. Điều này chứng tỏ 
có mối quan hệ đồng liên kết dài hạn giữa các 
biến trong mô hình.
Để xác định độ tin cậy của mô hình, chúng 
tôi tiếp tục các kiểm định chuẩn đoán bao gồm: 
Kiểm định phương sai thay đổi, tự tương quan, 
phân phối chuẩn của phần dư và kiểm tra tính 
ổn định của mô hình bằng kiểm định tổng tích 
69
lũy của phần dư (CUSUM test) và tổng tích 
lũy hiệu chỉnh của phần dư (CUSUMSQ test) 
của phương trình ECM (15). Kết quả thể hiện 
ở bảng 5 và hình 2.
Bảng 5. Kết quả các kiểm định chuẩn đoán
STT Kiểm định Giá trị thống kê
1 Phương sai thay đổi Prob (F22,27) = 0,18
2 Tự tương quan Prob ( F4,24) = 0,54
3 Phân phối chuẩn của phần dư 
Jarque Bera = 2,56
Prob = 0,28
Nguồn: Tính toán của tác giả. 
Hình 2. Kết quả kiểm định tổng tích lũy của phần dư và tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư
 Nguồn: Tính toán của tác giả 
Kết quả cho thấy phần dư mô hình không 
có tự tương quan, không có phương sai thay 
đổi, phần dư có phân phối chuẩn. Ngoài ra, 
tổng tích lũy của phần dư và tổng tích lũy 
hiệu chỉnh của phần dư đều nằm trong dải tiêu 
chuẩn với mức ý nghĩa 5%. Điều đó chứng tỏ 
mô hình sử dụng là tin cậy và ổn định. 
Sau khi thỏa các điều kiện kiểm định 
chuẩn đoán, chúng tôi tiếp tục ước lượng hệ 
số điều chỉnh trong ngắn hạn của CPI để trở về 
trạng thái cân bằng và các hệ số của phương 
trình dài hạn bằng phương trình sai phân (16), 
kết quả thu được ở bảng 6 như sau: 
Bảng 6. Kết quả ước lượng hệ số dài hạn và hệ số điều chỉnh
Biến Hệ số Sai số chuẩn Trị thống kê t Prob. 
NFA*
t
0.41(***) 0.09 4.30 0.0002
NDA*
t
0.53(***) 0.16 3.27 0.0029
mm 0.24(***) 0.01 26.44 0.0000
Y 0.03(***) 0.01 2.94 0.0065
V 0.44(***) 0.09 4.75 0.0001
DL -0.33(***) 0.04 -8.57 0.0000
Hệ số điều chỉnh EC
t-1 -0.25 (***) 0.025 -10.15 0.000
 Nguồn: Tính toán của tác giả 
tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...
70
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Hệ số điều chỉnh EC
t-1 
= -0.25 chứng tỏ khi 
lạm phát vượt ra khỏi mức cân bằng, hệ số điều 
chỉnh âm sẽ kéo lạm phát về mức cân bằng dài 
hạn với tốc độ điều chỉnh là 25% và cần thời 
gian là 1/0.25 = 4 kỳ ( khoảng một năm) để trợ 
lại trạng thái cân bằng trong điều kiện các yếu 
tố khác không thay đổi. Kết quả cũng cho thấy 
trong dài hạn, NFA*
t
, NDA*
t
,mm,GAP, V tác 
động dương đến CPI, riêng DL có tác động âm 
đến CPI trong giai đoạn nghiên cứu. 
5. THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 
Qua kết quả nghiên cứu cho thấy tích lũy 
dự trữ ngoại hối tác động cùng chiều đến lạm 
phát trong dài hạn, nghĩa là tích lũy dự trữ ngoại 
hối tăng sẽ làm cho lạm phát tăng. Kết quả này 
tương tự với các nghiên cứu thực nghiệm ở các 
nước khác và trên thế giới như Heller (1976), 
Steiner (2009), Lin & Wang (2005), Chen & 
Huang (2012). Tại Việt Nam, từ năm 2000 
đến nay, cung tiền luôn là một trong những 
nguyên nhân được nhắc tới làm tăng lạm phát. 
Đặt biệt năm 2007, khi NHNN tích trữ một 
lượng dự trữ ngoại hối lớn (10 tỷ USD) nhưng 
không hút tiền đồng về đã làm cho cung tiền 
trong nền kinh tế tăng, làm lạm phát năm 2008 
lên đến 23%. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu lại 
ngược với kết quả của Chaudhry & ctg (2011) 
với kết luận tích lũy dự trữ ngoại hối có quan 
hệ nghịch chiều với lạm phát tại Pakistan. 
Bởi vì trường hợp của Pakistan khác với các 
nước đang phát triển trong đó có Việt Nam. 
Theo Chaudhry & ctg (2011), các nước đang 
phát triển có thu nhập cao hơn và các nước có 
nhập khẩu đàn hồi nhiều hơn. Nhập khẩu của 
Pakistan dựa trên lương thực, dầu thô, nguyên 
liệu nông nghiệp,máy móc và thuốc men và 
tất cả các hàng nhập khẩu ít nhiều đều dựa vào 
dự trữ ngoại hối. Suy giảm dự trữ ngoại hối 
lần lượt làm giảm ngay lập tức nhập khẩu các 
nguyên liệu thô công nghiệp và nông nghiệp 
và tạo ra một cú sốc làm nâng cao mức giá.
Xét về mối liên hệ giữ đô la hóa và lạm 
phát, kết quả ước lượng hệ số dài hạn cho 
thấy đô la hóa tác động ngược chiều với lạm 
phát, hay nói một cách khác, đô la hóa giảm 
thì sẽ làm cho lạm phát tăng. Trong suốt thời 
gian qua, đô la hóa luôn là một vấn đề được 
NHNN quan tâm và thực hiện nhiều biện pháp 
để chống đô la hóa nền kinh tế. Từ quý I năm 
2004 đến quý I năm 2017, sau 13 năm, tỷ lệ 
đô la hóa đã giảm từ 24% xuống 0.9%. Tuy 
nhiên, tỷ lệ đô la hóa giảm thì lại làm lạm phát 
lại tăng (hình 3). So với năm gốc 2010, từ năm 
2004 đến nay, chỉ số giá tiêu dùng luôn luôn 
luôn có xu hướng tăng.
Hình 3. Diễn biến đô la hóa và chỉ số giá tiêu dùng từ quý I năm 2004 đến quý II năm 2017
Nguồn: IFS (2018) và tính toán của tác giả
Khi đô la hóa giảm, xu hướng nắm giữ 
ngoại tệ của người dân sẽ giảm, do đó, họ bán 
ngoại tệ lại cho các NHTM, chuyển từ hình 
thức tích trữ ngoại tệ sang nội tệ. Các NHTM 
lại giao dịch bán lại với NHNN. Như vậy, tích 
lũy dự trữ ngoại hối của NHNN sẽ tăng lên. 
71
Tích lũy dự trữ ngoại hối tăng lại làm cho lạm 
phát tăng do tác động cùng chiều của tích lũy 
dự trữ ngoại hối lên lạm phát. 
6. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
Nghiên cứu tác động tích lũy dự trữ ngoại 
hối đến lạm phát tại Việt Nam trong điều kiện 
nền kinh tế có đô la hóa cho thấy, việc tích lũy 
dự trữ ngoại của NHNN Việt Nam có gây ra 
lạm phát trong dài hạn và đô la hóa có tác động 
ngược chiều với lạm phát. Đây là một bằng 
chứng thực nghiệm thể hiện rõ hơn ảnh hưởng 
của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát so 
với các nghiên cứu trước ở Việt Nam và trên 
thế giới. Kết quả đã phản ánh hoạt động can 
thiệp trung hòa của NHNN chưa hiệu quả khi 
NHNN thực hiện can thiệp mua trên thị trường 
ngoại hối. Trong thời gian tới, cùng với việc 
tăng dự trữ ngoại hối và thực hiện các biện 
pháp chống đô la hóa nền kinh tế, NHNN cần 
chú trọng đến các biện pháp can thiệp trung 
hòa để kịp thời trung hòa tác động của tích 
lũy dự trữ ngoại hối đến cung tiền trong nền 
kinh tế. Từ đó, giúp NHNN hạn chế những tác 
động lan tỏa của việc tích lũy dự trữ ngoại, ổn 
định và phát triển kinh tế vĩ mô.
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1]. Bahmani-Oskooee, M., & Domac, I. 
(2003). On the link between dollarisation 
and inflation: Evidence from Turkey. 
Comparative Economic Studies, 45(3), 
306-328.
[2]. Berg, A., Borensztein, E., & Mauro, P. 
(2003). Monetary regime options for Latin 
America. Finance and Development, 40(3), 
24-27.
[3]. Borivoje D. Krušković1& Tina Maričić 
(2015). Empirical Analysis of the impact 
of foreign exchange reserves to economic 
growth in emerging economics. Applied 
Economics and Finance, 2(1), 102-109.
[4]. Chaudhry, I. S., Akhtar, M. H., Mahmood, 
K., & Faridi, M. Z. (2011). Foreign 
Exchange Reserves and Inflation in Pakistan: 
Evidence from ARDL Modelling Approach. 
International Journal of Economics and 
Finance, 3(1), 69.
[5]. Chen, L., & Huang, S. (2012). Transmission 
effects of foreign exchange reserves on price 
level: Evidence from China. Economics 
Letters, 117(3), 870-873.
[6]. Chitu, L. (2016). Reserve accumulation, 
inflation and moral hazard: Evidence from a 
natural experiment. European Central Bank 
Working Paper series. 
[7]. Denbee, E., Jung, C., & Paternò, F. (2016). 
Stitching together the global financial 
safety net. Bank of England Financial 
Stability Paper, (36)
[8]. Drummond, P., Mrema, A., Roudet, S., 
& Saito, M. (2009). Foreign Exchange 
Reserve Adequacy in East African 
Community Countries. International 
Monetary Fund.
[9]. Elhiraika, A., & Ndikumana, L. (2007). 
Reserves accumulation in African 
countries: sources, motivations, and 
effects. Economics Department Working 
Paper Series, 24.
[10]. Fisher, I. (1922). Purchasing power of 
money: Its determination and relation to 
credit interest and crises, Rev.
[11]. Goujon, M. (2006). Fighting inflation in a 
dollarized economy: The case of Vietnam. 
Journal of Comparative Economics, 34(3), 
564-581.
[12]. Gruben, W. C., & McLeod, D. (2004). 
Currency competition and inflation 
convergence. Center for Latin American 
Economics. Federal Reserve Bank of 
Dallas. Working Paper, 204.
[13]. Heller, H. R. (1979). International reserves 
and world-wide inflation. Staff Papers, 
23(1), 61-87.
tác động tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát...
72
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
[14]. Hossain, A. A. (2010). Monetary targeting 
for price stability in Bangladesh: How 
stable is its money demand function and the 
linkage between money supply growth and 
inflation?. Journal of Asian Economics, 
21(6), 564-578.
[15]. International Monetary Fund, 2011, 
“Assessing the Need for Foreign Currency 
Reserves”. IMF survey magazine: policy. 
[16]. International Monetary Fund. (2016), 
“Adequacy of the Global Financial Safety 
Net,”March 2016.
[17]. Khan, M. S. (1979). Inflation and 
international reserves: a time-series 
analysis. Staff Papers, 26(4), 699-724.
[18]. Lin, M. Y., & Wang, J. S. (2005). 
Foreign exchange reserves and inflation: 
an empirical study of five east Asian 
economies. Aletheia University, Taiwan , 
Chengchi University, Taiwan, 1-18 
[19]. McCandless Jr, G. T., & Weber, W. E. 
(1995). Some monetary facts. Federal 
Reserve Bank of Minneapolis. Quarterly 
Review-Federal Reserve Bank of 
Minneapolis, 19(3), 2.
[20]. Mengesha, L. G., & Holmes, M. J. (2015). 
Does dollarization reduce or produce 
inflation?. Journal of Economic Studies, 
42(3), 358-376.
[21]. Moghadam, R., Hagan, S., Tweedie, A., 
Viñals, J., & Ostry, J. D. (2010). The 
Fund’s Mandate—Future Financing Role. 
IMF, March, 25, 2010.
[22]. Nassar, K. B. (2005). Money demand 
and inflation in Madagascar (No. 5-236). 
International Monetary Fund.
[23]. Neumann, M. J. (1973). Special drawing 
rights and inflation. Weltwirtschaftliches 
Archiv, 109(2), 232-252.
[24]. Nguyen, B. V. (2015). Effects of fiscal 
deficit and money M2 supply on inflation: 
Evidence from selected economies of Asia. 
Browser Download This Paper.
[25]. Nguyễn Thị Hồng. (2012). Đô la hóa và điều 
hành chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Truy 
xuất từ cơ sở dữ liệu của NHNN Việt Nam. 
[26]. Nowak, M. M., Hviding, M. K., & Ricci, 
M. L. A. (2004). Can higher reserves 
help reduce exchange rate volatility? (No. 
4-189). International Monetary Fund.
[27]. Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. 
(2001). Bounds testing approaches to the 
analysis of level relationships. Journal of 
applied econometrics, 16(3), 289-326.
[28]. Pineau, G., Dorrucci, E., Comelli, F., & 
Lagerblom, A. (2006). The accumulation 
of foreign reserves. ECB Occasional 
Paper, (43).
[29]. Phạm Thị Tuyết Trinh. (2015). Tác động 
của tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát: 
Tiếp cận bằng mô hình VAR. Tạp chí phát 
triển kinh tế, 26(4), 46-68. 
[30]. Reinhart, C. M., Rogoff, K. S., & Savastano, 
M. A. (2003). Addicted to dollars (No. 
w10015). National bureau of economic 
research.
[31]. Steiner, A. (2009). Does the Accumulation 
of International Reserves Spur Inflation? 
A Panel Data Analysis. Osnabrueck: 
University of Osnabrueck.
[32]. Steiner, A. (2017). Does the accumulation 
of international reserves spur inflation? A 
reappraisal. The North American Journal 
of Economics and Finance, 41, 112-132.
[33]. Thái Lan Anh. (2016). Cơ chế hoạt động 
của Quyền rút vốn đặc biệt (SDR) tại Quỹ 
Tiền tệ quốc tế (IMF) và mối quan hệ với dự 
trữ ngoại hối nhà nước của Việt Nam. Truy 
xuất từ cơ sở dữ liệu của NHNN Việt Nam. 
[34]. Yeyati, E. L. (2006). Financial dollarization: 
evaluating the consequences. economic 
Policy, 21(45), 62-118.
[35]. Zhou, L., Zhang, N., & Chen, Q. Y. (2013). 
Foreign Exchange Reserves, Monetary 
Policy and Inflation: an Empirical Study 
from China. Advances in Information 
Sciences and Service Sciences, 5(4), 92