Đề tài nghiên cứu khoa học: Điểm gãy cấu trúc và mô hình tỷ giá thực hiệu lực cân bằng ở Việt Nam

Mã số: …………….

TÊN CÔNG TRÌNH:

ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC VÀ MÔ HÌNH TỶ GIÁ THỰC HIỆU LỰC CÂN BẰNG Ở VIỆT NAM – PHƢƠNG PHÁP NATREX

THUỘC NHÓM NGÀNH: KHOA HỌC KINH TẾ

TÓM TẮT ĐỀ TÀI

1. LÍ DO CHỌN ĐỀ TÀI

Tỷ giá hối đoái là một trong những chính sách vĩ mô quan trọng của mỗi quốc gia. Nó

được xem như một công cụ làm cân bằng hệ thống giá cả trong nước và thế giới và tác

động rất nhiều đến các chỉ số vĩ mô cơ bản của nền kinh tế. Ở Việt Nam, tỷ giá hối

đoái không chỉ tác động đến các yếu tố như tăng trưởng, lạm phát, hoạt động xuất

nhập khẩu, cán cân thương mại, nợ quốc gia, hay thu hút nguồn FDI mà còn tác động

đến cả niềm tin của dân chúng.

Bên cạnh đó việc xác định giá trị cân bằng của tỷ giá hối đoái thực cũng là một vấn đề

đang được các nhà kinh tế cũng như các nhà hoạch định chính sách đặc biệt quan tâm.

Thật vậy mức độ sai lệch của tỷ giá hối đoái thực và giá trị cân bằng của nó có thể có

tác động rất lớn đến sự cân bằng của cả nền kinh tế. Như một nghiên cứu thực nghiệm

đã chỉ ra rằng mức độ sai lệch của tỷ giá hối đoái thực so với giá trị cân bằng của nó

có thể là một chỉ báo quan trọng đánh giá mức độ dễ bị tổn thương của một nền kinh

tế. Hay theo một nghiên cứu của Kaminsky và các cộng sự (1998) cũng nhấn mạnh

việc đánh giá cao đồng nội tệ thường là một dấu hiệu của tính không thống nhất trong

các quyết định chính sách vĩ mô và có nguy cơ dẫn đến sự thâm hụt ngân sách, gia

tăng nợ nước ngoài và các cuộc tấn công tiền tệ khác. Ngược lại, một sự định giá thấp

nội tệ _ do chính sách phá giá của chính phủ _ có thể khuyến khích xuất khẩu và thúc

đẩy kinh tế tăng trưởng. Chính vì vậy mà việc xây dựng một phương pháp đo lường tỷ

giá hối đoái cân bằng và cách xác định mức độ sai lệch so với tỷ giá hối đoái thực là

điều rất cần thiết, đặt biệt là với các nhà điều hành chính sách vĩ mô.

Đáp ứng cho yêu cầu trên, năm 1995, Lim và Stein đã công bố một mô hình đo lường

tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân bằng trong trung và dài hạn của đồng đô la Mỹ _mô

hình NATREX. Mô hình NATREX gốc ban đầu của Stein phù hợp hơn để áp dụng

cho các nước phát triển. Tuy nhiên, Stein cũng đã chỉ ra rằng phương pháp NATREX

không chỉ là một mô hình mà là một tập hợp các mô hình, có thể ứng dụng cho những

nền kinh tế khác nhau theo từng đặc trưng riêng của nó. Do vậy, các nghiên cứu gần

đây đã bắt đầu ứng dụng và mở rộng mô hình NATREX cho các quốc gia thị trường

mới nổi như các nghiên cứu của Holger cùng các cộng sự (2001), You và Sarantis

(2008, 2011) xây dựng mô hình NATREX cho Trung Quốc. Đặc biệt hơn, bài nghiên

cứu của You và Sarantis ( 2011) còn kết hợp việc xây dựng mô hình NATREX với

phương pháp đồng liên kết có xem xét điểm gãy cấu trúc để đo lường chính xác hơn

mức độ định giá sai đồng Nhân dân tệ.

Tiếp tục xu hướng đó, nhóm chúng tôi đã tiến hành nghiên cứu đề tài “Điểm gãy cấu

trúc và mô hình tỷ giá thực hiệu lực cân bằng ở Việt Nam-phương pháp NATREX”

nhằm xây dựng một mô hình NATREX mở rộng có xét đến điểm gãy cấu trúc, xác

định tỷ giá hối đoái thực cân bằng trong trung và dài hạn cho đồng Việt Nam và xem

xét vấn đề liệu rằng đồng Việt Nam có bị định giá sai hay không. Nếu có thì mức độ

định giá sai là bao nhiêu và tầm ảnh hưởng của nó đến nền kinh tế như thế nào.

2. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU

Bài nghiên cứu tập trung vào bốn câu hỏi chính như sau:

Mô hình NATREX mà Stein đưa ra vào năm 1995 cho Mỹ và các nước công

nghiệp phát triển có áp dụng được cho Việt Nam hay không? Và nếu áp dụng thì liệu

có phải thay đổi gì không?

Những biến số kinh tế nào sẽ ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực cân bằng của

đồng Việt Nam trong trung và dài hạn.

Liệu đồng Việt Nam có bị định giá sai không? Và nếu có thì mức độ sai lệch

với giá trị thực là bao nhiêu?

Liệu các điểm gãy cấu trúc có xảy ra tại Việt Nam không, và nó tác động thế

nào đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân bằng? Từ đó tác động thế nào đến mức độ

định giá sai?

3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Vì NATREX là khái niệm tỷ giá cân bằng trong trung và dài hạn nên chúng tôi ứng

dụng phương pháp đồng liên kết cho các ước tính của mình. Trước khi tiến hành ước

lượng phương trình đồng liên kết, chúng tôi đã tiến hành kiểm tra tính dừng của các

biến trong chuỗi dữ liệu bằng kiểm định của Ng & Perron 2001. Sau đó, chúng tôi ước

lượng mô hình NATREX cho Việt Nam dưới ba trường hợp: (1) không xét đến điểm

gãy cấu trúc, (2) có xét đến một điểm gãy cấu trúc và (3) xét đến hai điểm gãy cấu

trúc.

Đối với trường hợp (1), chúng tôi sử dụng phương pháp kiểm định đồng liên kết

Johansen để kiểm tra xem có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa các

biến dừng ở sai phân bậc một không. Sau đó sử dụng vecto đồng liên kết đã được

chuẩn hóa của phương trình Johansen để ước lượng mô hình.

Đối với trường hợp (2), chúng tôi sử dụng phương pháp kiểm định đồng liên kết có

xét đến một điểm gãy của Gregory và Hansen (1996) (sau đây viết là GH) và sử dụng

mô hình của kiểm định này.

Còn trong trường hợp (3), chúng tôi kiểm định đồng liên kết có xét đến hai điểm gãy

theo phương pháp của Hatemi-J (2008, 2009) (sau đây viết là HJ).

4. NỘI DUNG NGHIÊN CỨU

Phần 1 của bài nghiên cứu sẽ giới thiệu cơ sở lí thuyết của tỷ giá hối đoái thực cân

bằng và các phương pháp đo lường tỷ giá hối đoái, giới thiệu mô hình NATREX.

Phần 2 sẽ tổng quan về những nghiên cứu trước đây xoay quanh vấn đề xây dựng mô

hình xác định tỷ giá hối đoái trung và dài hạn tại Việt Nam, những ứng dụng và phát

triển mô hình NATREX của Stein (1995), và các nghiên cứu có xét đến điểm gãy

trong phương trình đồng liên kết

Phần 3 và 4 chúng tôi sẽ xây dựng mô hình NATREX mở rộng cho Việt Nam dựa

trên bài nghiên cứu gốc của Lim & Stein (1995) và của You & Sarantics ( 2008 ) và

giới thiệu hai phương pháp thực nghiệm GH và HJ sử dụng trong mô hình.

Phần 5 và 6 là phần mô tả dữ liệu và trình bày kết quả ước lượng tỷ giá hối đoái thực

cân bằng trong dài hạn từ mô hình NATREX

Phần 7 sẽ tóm tắt lại các ý chính của bài và đề xuất các chính sách cần thiết.

5. ĐÓNG GÓP CỦA ĐỀ TÀI

Qua đề tài nghiên cứu “Điểm gãy cấu trúc và mô hình tỷ giá thực hiệu lực cân bằng

ở Việt Nam-phương pháp NATREX” nhóm hy vọng có thể đóng góp một mô hình

hữu ích trong việc xác định tỷ giá hối đoái cân bằng trong trung và dài hạn cho đồng

Việt Nam và xác định mức độ sai lệch của tỷ giá hối đoái thực so với giá trị cân bằng

trong các giai đoạn. Từ đó, tìm kiếm nguyên nhân và một số gợi ý chính sách từ việc

xác định mức độ sai lệch trên.

6. HƢỚNG PHÁT TRIỂN CỦA ĐỀ TÀI

Do còn nhiều hạn chế trong phần thu thập dữ liệu và xử lí số liệu nên nhóm vẫn còn

phân vân trong việc đưa ra kết luận chính xác mô hình nào là phù hợp nhất cho Việt

Nam (mô hình có xét đến điểm gãy hay không xét đến điểm gãy). Chính vì vậy, bài

nghiên cứu này vẫn còn chưa hoàn chỉnh và kết quả cần phải kiểm tra thêm, bao gồm

việc xây dựng mô hình, lựa chọn các biến số, thu thập và xử lí số liệu.

Tuy nhiên, kết quả này cũng cho thấy còn có nhiều vấn đề cần phải tìm hiểu thêm và

phân tích sâu hơn về cách thức quản lý tỷ giá cũng như xác định cơ chế tỷ giá phù hợp

cho Việt Nam. Một số hướng phát triển tiếp theo của đề tài có thể là phân tích mức

định giá sai tỷ giá thực sẽ tác động thế nào đến hoạt động xuất nhập khẩu của Việt

Nam. Hoặc phân tích, so sánh các tác động của việc neo đồng tiền Việt Nam theo

USD hay là theo một rổ tiền tệ đối với giá trị thực của VND cũng như đối với nền

kinh tế và từ đó xây dựng rổ tiền tệ hợp lý để neo đồng tiền Việt Nam.

MỤC LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT .................................................................................... i

DANH MỤC CÁC HÌNH, BẢNG ........................................................................... ii

DANH MỤC HÌNH .................................................................................................. ii

DANH MỤC BẢNG ................................................................................................. iii

LỜI MỞ ĐẦU .......................................................................................................... iv

1. CỞ SỞ LÍ THUYẾT ............................................................................................. 1

1.1 Tỷ giá cân bằng ....................................................................................................................... 1

1.2 Các phương pháp đo lường tỷ giá hối đoái cân bằng .................................................... 2

1.2.1 Phương pháp ngang giá sức mua (PPP): ....................................................................... 2

1.2.2 Tỷ giá hối đoái cân bằng cơ bản (FEER): .................................................................... 3

1.2.3 Tỷ giá hối đoái cân bằng hành vi (BEER) .................................................................... 4

1.2.4 Tỷ giá hối đoái thực tự nhiên (NATREX) .................................................................... 4

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY ......................................... 8

2.1 Đo lường tỷ giá hối đoái của Việt Nam bằng các phương pháp khác: ..................... 8

2.2 Mô Hình NATREX ................................................................................................................ 9

2.3 Các phương pháp xác định đồng liên kết có xác định điểm gãy.............................. 11

3. XÂY DỰNG MÔ HÌNH NATREX TẠI VIỆT NAM ..................................... 13

3.1 Hàm tiết kiệm: ....................................................................................................................... 13

3.2 Tỷ lệ thương mại và tỷ giá hối đoái ................................................................................. 14

3.3 Đầu tư ...................................................................................................................................... 15

3.4 Cân bằng thị trường hàng hóa ........................................................................................... 17

3.5 Tài khoản vãng lai. ............................................................................................................... 18

3.6 Cân bằng danh mục đầu tư: ............................................................................................... 18

3.7 Sự tích lũy của vốn và tài sản nước ngoài...................................................................... 18

3.8 Cân bằng trung hạn .............................................................................................................. 19

3.9. Điều chỉnh động ................................................................................................................... 20

3.10. Trạng thái dừng : ............................................................................................................... 24

3.11. Giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch và tỷ giá hối đoái thực trong trung và

dài hạn ............................................................................................................................................. 25

3.11.1 Tỷ lệ thương mại ( T ): .................................................................................................. 26

3.11.2 Năng suất sản xuất (PROD) ......................................................................................... 27

3.11.3 Đầu tư công của chính phủ (GI) ................................................................................. 27

3.11.4 Lãi suất nước ngoài ( rus ) ............................................................................................ 28

3.11.4 Sự ưa thích theo thời gian của xã hội ........................................................................ 29

3.11.5 Độ mở thương mại ( OPEN ) ....................................................................................... 30

4. PHƢƠNG PHÁP THỰC NGHIỆM ................................................................. 31

5. MÔ TẢ DỮ LIỆU ............................................................................................... 34

5.1. Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực REER (R*) ..................................................................... 34

5.2 Tỷ lệ thương mại hiệu lực (ET): ....................................................................................... 35

5.3. Năng suất sản xuất (PROD) .............................................................................................. 35

5.4. Tỷ lệ của sự ưa thích theo thời gian của xã hội (g và gus): ...................................... 36

5.5. Đầu tư công của Việt Nam (GI): ..................................................................................... 36

5.6. Độ mở thương mại (OPEN): ............................................................................................ 36

5.7. Chỉ số phụ thuộc trẻ và già tương đối (DEPY) và (DEPO): .................................... 36

5.8. Hạn chế thanh khoản (LIQC): .......................................................................................... 37

5.9. Lãi suất thực của Mỹ (rus): ............................................................................................... 37

6. PHƢƠNG PHÁP CHẠY MÔ HÌNH VÀ KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM ....... 37

6.1. Chạy mô hình NATREX không xét đến điểm gãy ..................................................... 37

6.1.1. Bƣớc 1: Kiểm tra tính dừng của các biến .................................................................. 37

6.1.2. Bƣớc 2: Kiểm định đồng liên kết đối với các chuỗi I(1) và ước lượng mô hình cân bằng trong dài hạn sử dụng kiểm định đồng liên kết của Johansen. ...................... 38

6.1.3. Bƣớc 3: Khi có mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến, ta thực hiện ước lượng phương trình theo vecto đồng liên kết Johansen để thể hiện mối cân bằng trong dài hạn của các biến ........................................................................................................................... 40

6.1.4. Bƣớc 4: Tính NATREX và tính độ sai lệch ............................................................. 41

6.2. Chạy mô hình NATREX có một điểm gãy................................................................... 42

6.2.2. Bƣớc 2: Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết cho phép một điểm gãy nội sinh bằng phương pháp GH ............................................................................................................... 42

6.2.3. Bƣớc 3: Ước lượng mô hình, tính NATREX và xác định độ sai lệch: ............. 43

6.3. Chạy mô hình NATREX có hai điểm gãy .................................................................... 45

6.3.1. Bƣớc 1: Kiểm định tính dừng ...................................................................................... 46

6.3.2. Bƣớc 2: Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết cho phép hai điểm gãy nội sinh bằng phương pháp Hatemi-J. .................................................................................................... 46

6.3.3. Bƣớc 3: Ước lượng mô hình ........................................................................................ 47

6.4. So sánh kết quả hai trường hợp giữa có gãy và không có gãy ................................ 47

7. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH ......................................................... 52

TÀI LIỆU THAM KHẢO ........................................................................................ 1

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

NATREX : Tỷ giá hối đoái tự nhiên (Natural Rate of Exchange)

PPP : Phương pháp ngang giá sức mua

Tỷ giá hối đoái cân bằng cơ bản FEER :

Tỷ giá hối đoái cân bằng hành vi BEER :

Đồng Đô la USD :

Ngang giá lãi suất không phòng ngừa UIP :

Phương pháp phân phối trễ tự hồi quy ARDL :

Quỹ Dân số Liên hợp quốc UNFPA :

Nước Mỹ USA :

Tài khoản vãng lai CA :

: VND Việt Nam đồng

DANH MỤC CÁC HÌNH, BẢNG

DANH MỤC HÌNH

HÌNH 1: TRẠNG THÁI ĐIỀU CHỈNH ĐỘNG (G>0) ......................................................... 22

HÌNH 2: TRẠNG THÁI ĐIỀU CHỈNH ĐỘNG (G<0) ......................................................... 23

HÌNH 3. NATREX VÀ REER TRƢỜNG HỢP KHÔNG GÃY ............................................... 41

HÌNH 4. MỨC ĐỘ ĐỊNH GIÁ SAI KHI KHÔNG XÉT ĐẾN ĐIỂM GÃY .................................. 42

HÌNH 5. NATREX VÀ REER TRƢỜNG HỢP CÓ MỘT ĐIỂM GÃY ..................................... 45

HÌNH 6. MỨC ĐỘ ĐỊNH GIÁ SAI KHI XÉT ĐẾN MỘT ĐIỂM GÃY ....................................... 45

HÌNH 7. NATREX VÀ REER TRONG TRƢỜNG HỢP CÓ ĐIỂM GÃY VÀ KHÔNG CÓ ĐIỂM GÃY

.................................................................................................................................. 48

HÌNH 8. MỨC ĐỘ ĐỊNH GIÁ SAI KHI KHÔNG XÉT ĐẾN ĐIỂM GÃY .................................. 49

HÌNH 9. MỨC ĐỘ ĐỊNH GIÁ SAI KHI CÓ XÉT ĐẾN ĐIỂM GÃY ......................................... 49

PHÁP BEER ............................................................................................................... 52

HÌNH 10.TỔNG MỨC ĐỊNH GIÁ SAI CỦA TỶ GIÁ THỰC GIAI ĐOẠN 2000-2010 THEO PHƢƠNG

iii

DANH MỤC BẢNG

BẢNG 1. DANH SÁCH 20 ĐỐI TÁC THƢƠNG MẠI CỦA VIỆT NAM ĐỂ TÍNH REER ........... 35

BẢNG 2. DANH SÁCH 13 ĐỐI TÁC THƢƠNG MẠI CỦA VIỆT NAM ĐỂ TÍNH CÁC CHỈ TIÊU TƢƠNG ĐỐI ................................................................................................................ 35

BẢNG 3. KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC BIẾN .......................................................... 38

BẢNG 4. KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT JOHANSENTRƢỜNG HỢP KHÔNG CÓ GÃY THỨ NHẤT ......................................................................................................................... 38

BẢNG 5. KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT JOHANSEN TRƢỜNG HỢP KHÔNG GÃY THỨ 2 ...... 39

BẢNG 6. KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT CÓ MỘT ĐIỂM GÃY GH CHO TRƢỜNG HỢP .......... 42

BẢNG 7. KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT CÓ MỘT MỘT ĐIỂM GÃY GH CHO TRƢỜNG HỢP 2 43

BẢNG 8. KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT CÓ HAI ĐIỂM GÃY HJ .......................................... 46

BẢNG 9. TỶ TRỌNG THƢƠNG MẠI CỦA VIỆT NAM ĐỐI VỚI MỘT SỐ ĐỐI TÁC GIAI ĐOẠN 2003 - 2011 ...................................................................................................... 55

LỜI MỞ ĐẦU

Ngày nay toàn cầu hóa là một xu hướng phát triển quan trọng trên thế giới, giúp tạo

nên một mạng lưới kết nối các nền kinh tế của các quốc gia lại với nhau. Nhưng để

hội nhập toàn cầu tốt lại là một quá trình đầy thách thức. Trong quá trình đó, chính

sách tỷ giá hối đoái đóng một vai trò quan trọng và là một vấn đề phức tạp, nhạy cảm

đối với các nền kinh tế; đã có không ít quốc gia gặp khủng hoảng và chao đảo vì vấn

đề này. Vì vậy, mỗi quốc gia cần phải có một chính sách quản lý ngoại hối và cơ chế

điều hành tỷ giá hối đoái thích hợp.

Những kiến nghị gần đây về việc Việt Nam nên phá giá tiền đồng đã gây ra các cuộc

tranh luận giữa các giới hàn lâm và kinh tế xung quanh vấn đề về giá trị của Việt Nam

đồng (VND). Một số bài nghiên cứu trước đây đã tìm hiểu về tỷ giá hối đoái thực hiệu

lực của Việt Nam đều đưa ra nhận định Việt Nam đồng đã được định giá cao trong 3

năm đầu và 3 năm cuối thập kỉ 2000-2010, xen giữa đó là giai đoạn Việt Nam đồng bị

định giá thấp. Những nghiên cứu này đều sử dụng phương pháp tỷ giá hối đoái cân

bằng theo hành vi (BEER) (như nghiên cứu của nhóm tác giả Vũ Quốc Huy, Nguyễn

Thị Thu Hằng và Vũ Phạm Hải Đăng (2011), nghiên cứu của Hạ Thị Thiều Dao và

Phạm Thị Bình Minh (2010)). Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi áp dụng và phát

triển mô hình NATREX, là mô hình chưa từng được áp dụng cho Việt Nam. Khác với

PPP, BEER, mô hình NATREX quan tâm đến cấu trúc của nền kinh tế và cung cấp

các thông tin liên quan đến việc xác định tỷ giá hối đoái cân bằng trong bối cảnh nền

kinh tế Việt Nam đang có sự tăng trưởng mạnh mẽ. Bài nghiên cứu này cũng đã xem

qua các bài nghiên cứu khác để có thể xây dựng mô hình NATREX mở rộng cho Việt

Nam, kết hợp chặt chẽ với các yếu tố kinh tế cơ bản khác để từ đó xác định tỷ giá hối

đoái cân bằng- những yếu tố mà các nghiên cứu trước đây đã không xem xét tới. Để

xây dựng mô hình NATREX cho Việt Nam, chúng tôi đã xây dựng một bộ dữ liệu

theo quý đồng nhất cho giai đoạn 1995 – 2011.

Trong suốt thập kỉ gần đây, Việt Nam đã trải qua nhiều sự thay đổi về cả chính sách

và kinh tế. Và những điểm gãy cấu trúc đóng một vai trò rất quan trọng nhưng nếu

không được giải thích trong các môt hình thực nghiệm thì nó có thể dẫn đến những kết

luận sai lầm. Vì vậy mà những điểm gãy cấu trúc là một nhân tố quan trọng cần được

xem xét khi ước lượng giá trị cân bằng của VND, nhưng chúng lại bị bỏ qua trong các

nghiên cứu trước đây. Từ đó, chúng tôi đã chú ý đến việc xác định phương trình đồng

liên kết có xét đến điểm gãy cấu trúc nội sinh sử dụng phương pháp của Gregory và

Hansen (1996) và của Hatemi-J (2008, 2009).

Bài nghiên cứu này được sắp xếp như sau. Phần 1 sẽ trình bày cơ sở lý thuyết và các

phương pháp xác định tỷ giá hối đoái thực cân bằng. Phần 2 thảo luận về các nghiên

cứu trước đây về xác định tỷ giá cân bằng ở Việt Nam, phương pháp NATREX và

phương thức xác định mối quan hệ đồng liên kết có xét đến điểm gãy cấu trúc nội

sinh. Phần 3 phác thảo và phân tích mô hình NATREX mở rộng. Phần 4 trình bày

phương pháp thực nghiệm. Phần 5 mô tả dữ liệu ở Việt Nam. Phần 6 trình bảy phương

pháp chạy mô hình và các kết quả thực nghiệm của Việt Nam. Phần 7 tóm tắt lại các ý

chính của bài và đề xuất các chính sách cần thiết.

1. CỞ SỞ LÍ THUYẾT

1.1 Tỷ giá cân bằng

Tỷ giá hối đoái cân bằng là tỷ giá được xác định khi lượng cung ngoại tệ bằng lượng

cầu ngoại tệ tại một mức giá nội địa cụ thể, trong đó cầu ngoại tệ xuất phát từ nhu cầu

về hàng hóa, dịch vụ và tài sản tài chính của nước ngoài, còn cung ngoại tệ xuất phát

từ nhu cầu về hàng hóa nội địa của nước ngoài.

Tỷ giá cân bằng thường được xác định trên cơ sở tỷ giá thực thay vì tỷ giá danh

nghĩa.Vì: thứ nhất là các quyết định tiêu dùng của người tiêu dùng và quyết định sản

xuất của người sản xuất phần lớn dựa trên các điều kiện thực và không dựa trên điều

kiện danh nghĩa. Thứ hai là hầu hết các quốc gia, đặc biệt là các quốc gia đang phát

triển và các quốc gia mới nổi thì chấp nhận một chế độ tỷ giá cứng nhắc, trong đó tỷ

giá danh nghĩa thì cố định hoặc được neo theo một đồng tiền hoặc một rổ các đồng

tiền chủ yếu của thế giới. Vì vậy, sự phân tích sẽ bị hạn chế nếu nghiên cứu trên sự

thay đổi của tỷ giá danh nghĩa.

Nếu dựa trên phương diện thời gian thì tỷ giá cân bằng được chia thành 3 loại: tỷ giá

cân bằng trong ngắn hạn, trong trung hạn và trong dài hạn.

- Tỷ giá cân bằng trong ngắn hạn: là tỷ giá được xác định dựa trên giá trị hiện

tại của các nhân tố cơ bản sau khi đã loại bỏ ảnh hưởng của các hiệu ứng ngẫu nhiên

(ví dụ như hiệu ứng bong bóng trên thị trường tài sản). Nếu trong ngắn hạn nền kinh

tế bị mất cân bằng thì trong ngắn hạn tỷ giá sẽ phải thay đổi để giúp thị trường cân

bằng trở lại. Vì vậy, tỷ giá cân bằng trong ngắn hạn được xác định dựa trên giá trị hiện

hành của các nhân tố cơ bản hơn là giá trị cân bằng của chúng. Tỷ giá cân bằng trong

ngắn hạn sẽ là tỷ giá cân bằng hiện hành nếu thị trường có đủ sự hiểu biết thực tế và

phản ứng trở lại một cách hợp lý.

- Tỷ giá cân bằng trong trung hạn: là tỷ giá được xác định khi nền kinh tế đạt

được sự cân bằng bên trong và sự cân bằng bên ngoài. Cân bằng bên trong là khi nền

kinh tế đạt mức sản lượng tiềm năng trong điều kiện toàn dụng lao động tại mức giá

ổn định. Cân bằng bên ngoài là khi tài khoản vãng lai đạt tới trạng thái bền vững và

phù hợp với sự cân bằng của dòng vốn. Tóm lại thì có thể xem sự cân bằng trong

trung hạn là sự cân bằng linh hoạt của giá mà độc lập với chính sách tiền tệ.

- Tỷ giá cân bằng trong dài hạn: là tỷ giá được xác định khi nền kinh tế đạt được

sự cân bằng trong lưu chuyển vốn. Tuy nhiên, sự cân bằng trong dài hạn có thể mất rất

nhiều năm hay nhiều thập kỷ để đạt được. Tỷ giá cân bằng trong dài hạn sẽ được xác

định dựa trên giá trị trong dài hạn của các nhân tố kinh tế cơ bản, sau khi đã loại bỏ

các tác động chu kỳ và tác động bong bóng của thị trường tài sản.

1.2 Các phƣơng pháp đo lƣờng tỷ giá hối đoái cân bằng

1.2.1 Phƣơng pháp ngang giá sức mua (PPP):

Phương pháp ngang giá sức mua PPP dựa trên qui luật cơ bản là “quy luật một giá”

(LOP). Quy luật một giá cho rằng dưới điều kiện không có rào cản đối với thương mại

quốc tế và chu chuyển vốn (chẳng hạn như các hàng rào thuế quan và kiểm soát vốn),

các quốc gia nội địa và nước ngoài hoạt động tại mức toàn dụng lao động, và một hệ

thống giá cả thị trường, các hàng hóa đồng nhất (i) được bán ở các quốc gia khác nhau

phải được bán với mức giá giống nhau (khi được chuyển đổi ra đồng tiền giống nhau).

PPP khái quát quy luật một giá và xác nhận một vài đặc trưng quan trọng như sau:

Thứ nhất là mức giá chung của một rổ những hàng hóa giống nhau trong các quốc gia

khác nhau sẽ luôn bằng nhau khi chúng được đo lường theo một đơn vị tiền tệ chung

(được biết đến như là PPP tuyệt đối). Nói cách khác, khái niệm cơ bản của lý thuyết

PPP khẳng định rằng mức giá xác định nên tỷ giá hối đoái cân bằng.

Thứ hai là tỷ giá hối đoái thực PPP là hằng số và bằng 1. Với giả định cơ bản rằng giá

cả là cứng nhắc trong ngắn hạn, PPP thường được xem là tỷ giá hối đoái cân bằng dài

hạn. Tuy nhiên, trong ngắn hạn, tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiện hành có thể lệch ra

khỏi tỷ lệ PPP. Sự lệch khỏi này sẽ được xem như là sự đánh giá cao hoặc đánh giá

thấp giá trị đồng nội tệ.

Khi ứng dụng phương pháp PPP có một số hạn chế sau: Thứ nhất là quy luật một giá

không xem xét đến khả năng xảy ra rào cản thương mại (hàng rào thuế quan và phi

thuế quan), kiểm soát vốn và chính sách quản lý giá. Hai là, PPP không còn chính xác

nữa khi có sự thay đổi của tỷ trọng giữa khu vực trong nước và nước ngoài hay tỷ

trọng giữa các sản phẩm, sự tồn tại của hàng hóa phi mậu dịch, hay sự khác nhau

trong năng suất của khu vực hàng hóa mậu dịch và phi mậu dịch. Cuối cùng, sự cứng

nhắc trong giá danh nghĩa làm cho tỷ giá hiện hành hội tụ chậm về tỷ giá thực PPP

trong dài hạn.

1.2.2 Tỷ giá hối đoái cân bằng cơ bản (FEER):

FEER là tỷ giá hối đoái được xác định khi có sự cân bằng bên trong và bên ngoài xảy

ra đồng thời. Cân bằng bên trong đạt được khi nền kinh tế đạt tại mức sản lượng tiềm

năng trong điều kiện toàn dụng lao động và hoạt động trong môi trường lạm phát thấp.

Cân bằng bên ngoài được thể hiện qua trạng thái bền vững của cán cân thanh toán

trong trung hạn. Tiêu chuẩn tối thiểu đối với cân bằng bên ngoài là sự cân bằng tài

khoản vãng lai tại một mức bền vững. Đồng thời phải loại bỏ các nhân tố chu kỳ và

đầu cơ trong ngắn hạn trong thị trường ngoại hối thì lúc này FEER được xác định dựa

vào các nhân tố kinh tế cơ bản mà được kỳ vọng duy trì trong trung hạn. Vì vậy, về

bản chất thì FEER xem xét mô hình tỷ giá cân bằng trong trung hạn.

FEER được xem như là một phương pháp tiêu chuẩn đo lường tỷ giá cân bằng, bởi vì

FEER là tỷ giá phù hợp với điều kiện cân bằng kinh tế vĩ mô lý tưởng (sự cân bằng

bên trong và bên ngoài). Trái lại với phương pháp PPP, phương pháp FEER xem xét

tỷ giá cân bằng sẽ thay đổi theo thời gian.

Các nhân tố dẫn hướng cho quỹ đạo của FEER là:

Thứ nhất là tốc độ tăng trưởng sản lượng tiềm năng trong điều kiện lạm phát thấp ở cả

hai nền kinh tế nội địa và nước ngoài.

Thứ hai là mức tài khoản vãng lai bền vững. Để duy trì sự cân bằng tài khoản vãng lai

tại một tỷ lệ mục tiêu đòi hỏi đồng nội tệ phải tăng giá hoặc giảm giá theo.

Thứ ba là trong ngắn hạn, quỹ đạo của FEER có thể được suy ra từ sự thay đổi trong

tỷ giá thực hiệu lực mà đảm bảo sản lượng nội địa và nước ngoài theo hướng đạt được

sự cân bằng tài khoản vãng lai mục tiêu.

Rất khó để đạt được đồng thời ba mục tiêu, vì vậy phương pháp này giả định rằng cân

bằng bên trong sẽ đạt được nếu cân bằng bên ngoài đạt được. Ngoài ra, việc ứng dụng

FEER có những hạn chế nhất định như FEER không chỉ rõ tỷ giá thay đổi như thế nào

từ mức hiện hành đến tỷ giá cân bằng trong dài hạn, đồng thời FEER tập trung trong

trung hạn nên đã loại bỏ các yếu tố đầu cơ, do đó rất khó để tính toán tác động trong

ngắn hạn. Hơn nữa, FEER giả định lãi suất duy trì ở mức cân bằng trong dài hạn nên

đã hạn chế trong việc mô hình hóa chính sách tiền tệ. Cuối cùng, nếu FEER phụ thuộc

quá nhiều vào độ co dãn thương mại có thể dẫn đến những dự báo không chính xác

trong quỹ đạo FEER.

1.2.3 Tỷ giá hối đoái cân bằng hành vi (BEER)

BEER là tỷ giá hối đoái được xác định dựa trên các biến nhân tố kinh tế cơ bản dài

hạn và chênh lệch lãi suất thực ngắn hạn. Phương pháp BEER phân tích hành vi của tỷ

giá bằng cách xem xét nguồn gốc của sự chuyển động theo chu kỳ và tạm thời của tỷ

giá và sử dụng các giá trị hiện tại (hơn là các giá trị ở mức toàn dụng lao động) của

các nhân tố kinh tế cơ bản trong việc xác định tỷ giá thực cân bằng. Đồng thời, BEER

không xem xét sự cân bằng kinh tế vĩ mô (sự cân bằng bên trong và bên ngoài).

Các nhân tố chính của phương pháp BEER là: (1) tập hợp các nhân tố kinh tế dài hạn

(bao gồm tỷ giá thương mại, tài sản nước ngoài ròng, nợ công, năng suất, và những

nhân tố tương tự); và (2) ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP), được giả định là

xác định hành vi ngắn hạn (có tính chu kỳ) của tỷ giá.

BEER là phương pháp khá đơn giản để ứng dụng vào các nền kinh tế nhưng BEER

gặp phải một số hạn chế nhất định. BEER giả định mối tương quan dài hạn ổn định có

nguồn gốc từ dữ liệu quá khứ, điều này gây khó khăn cho những quốc gia có sự thay

đổi cấu trúc quan trọng trong ngắn hạn hoặc đối với những dữ liệu dài hạn không có

sẵn. Hơn nữa, độ nhạy của các ước lượng đối với việc lựa chọn dữ liệu làm cho BEER

không còn chính xác vì BEER là một mô hình thực nghiệm, không có một cấu trúc

nào được đưa ra. Và không có bất kỳ một lý thuyết nào hướng dẫn lựa chọn các biến

nhân tố cơ bản trong phương pháp BEER.

1.2.4 Tỷ giá hối đoái thực tự nhiên (NATREX)

Theo Stein (1994) thì NATREX là tỷ giá hối đoái thực cân bằng sau khi đã loại bỏ các

nhân tố chu kỳ và dòng vốn đầu cơ, tỷ lệ thất nghiệp là tự nhiên. NATREX dựa trên

ba nền tảng lý thuyết cơ bản:

Thứ nhất là dựa trên lý thuyết tài khoản thu nhập quốc gia tiêu chuẩn:

I - S + CA = 0

Trong đó I là đầu tư, S là tiết kiệm và CA là tài khoản vãng lai. Mức tiết kiệm và đầu

tư phụ thuộc vào lưu lượng vốn, của cải và nợ nước ngoài ròng.

Công thức trên cho thấy sự cân bằng trong trung hạn khi nền kinh tế đạt được mức sản

lượng tiềm năng và đạt được kỳ vọng về lạm phát, tương tự như phương pháp FEER.

Cân bằng trung hạn có thể được thể hiện bởi những điều kiện sau: (a) Thị trường

chứng khoán nội địa cân bằng; (b) Dòng vốn đầu cơ ngắn hạn và các nhân tố chu kỳ

được loại bỏ; (c) Bất cứ chênh lệch nào giữa đầu tư và tiết kiệm được bù đắp bằng

nguồn cung chứng khoán mậu dịch dài hạn. NATREX trung hạn là tỷ giá cân bằng

phù hợp với sự cân bằng cán cân thanh toán hay sự cân bằng kinh tế vĩ mô.

Thứ hai là theo Stein (1994), các nhân tố cơ bản là sự biến động năng suất và tiết kiệm

xã hội (sự ưa thích theo thời gian của tiêu dùng/ chi tiêu vốn của chính phủ và hộ gia

đình) trong nước và nước ngoài, được thể hiện bởi nhân tố Z(t). Các nhân tố cơ bản

được xác định là ngoại sinh không chỉ tác động đến đầu tư, tiết kiệm và tài khoản

vãng lai mà còn tác động đến quỹ đạo của NATREX. Z(t) sẽ tác động đến sự hình

thành vốn, tỷ lệ tích lũy nợ và lãi suất. Vì tiết kiệm và đầu tư thay đổi nên NATREX

thay đổi theo. Nói cách khác, phương pháp NATREX là phương pháp động (thể hiện

qua sự thay đổi trong dòng vốn và nợ) mà sau đó tác động trở lại sự cân bằng kinh tế

vĩ mô. Phương pháp này cho phép phương pháp NATREX xác định tỷ giá từ giá trị

cân bằng trung hạn đến giá trị cân bằng dài hạn.

Cuối cùng là NATREX sẽ hội tụ về một tỷ lệ ổn định trong dài hạn khi không có một

sự thay đổi nào trong các nhân tố cơ bản (vì vậy không có sự thay đổi trong dòng vốn

và nợ).

Dựa trên các khuôn khổ lý thuyết trên, không giống như phương pháp FEER,

NATREX là tỷ giá cân bằng động, và quỹ đạo của tỷ giá có thể được chia thành 3

thành phần: trung hạn, dài hạn, và trạng thái ổn định. Để phân tích điểm này rõ hơn thì

tỷ giá thực có thể được mô tả thành 3 thành phần khác nhau:

Tỷ giá thực thực tế: qt=qt(kt, Ft, Zt). Đây là tỷ giá tại thời điểm (t), phụ thuộc vào

dòng vốn, nợ và dòng vốn đầu cơ. Vốn và nợ chịu tác động bởi sự thay đổi trong các

nhân tố kinh tế cơ bản Z(t).

NATREX trung hạn: qt=qt(kt, Ft, Zt). Tỷ giá bị tác động bởi sự thay đổi vốn và nợ

(do sự thay đổi của các nhân tố cơ bản). Tuy nhiên không giống như tỷ giá thực thực

tế thì dòng vốn đầu cơ không tác động đến NATREX trung hạn.

Trong dài hạn, NATREX hội tụ về tỷ giá dài hạn ổn định: q* =q*(Zt). NATREX thực

cân bằng trong dài hạn dừng hoặc là hằng số thì phù hợp với PPP. Vì vậy, NATREX

mở rộng mô hình PPP và FEER bằng cách phân tích các giai đoạn mà các nhân tố cơ

bản không dừng và tạo nên quỹ đạo của tỷ giá từ ngắn hạn đến trung hạn, từ trung hạn

đến dài hạn.

Vì vậy, dựa trên những phân tích trên đây thì tỷ giá thực thực tế không cần thiết là tỷ

giá cân bằng, và bao gồm ba thành phần:

qt(kt, Ft, Zt)=* ( ) ( )+ * ( ) ( )+

( )

Trong đó * ( ) ( )+ mô tả quỹ đạo di chuyển của tỷ giá từ ngắn hạn đến trung hạn, và * ( ) ( )+ thể hiện quỹ đạo trong dài hạn (từ vị

trí cân bằng trong trung hạn đến vị trí cân bằng trong dài hạn).

Sự ứng dụng của phương pháp NATREX thì đơn giản hơn hàm ý của lý thuyết.

NATREX được ước lượng bằng cách xác định mối tương quan đồng liên kết trong dài

hạn giữa tỷ giá thực và các nhân tố cơ bản (năng suất và sự ưa thích theo thời gian);

phần điều chỉnh sai số được dùng để xác định quỹ đạo của tỷ giá thực theo hướng

NATREX. Lý thuyết được sử dụng để giải thích tại sao tỷ giá thực thay đổi theo một

cách nhất định và dự báo tỷ giá có thể thay đổi theo thời gian như thế nào. Ví dụ, một

sự tăng giá trong trung hạn của tỷ giá thực có thể phù hợp với một sự gia tăng trong

chi tiêu công, điều mà làm gia tăng tổng cầu và làm xấu đi tình trạng của tài khoản

vãng lai. Vì vậy, lý thuyết cho thấy rằng một sự giảm giá trong tỷ giá thực là điều cần

thiết để làm cân bằng tài sản nước ngoài ròng trong dài hạn.

Khi mà khoảng thời gian càng dài thì vấn đề của việc điều chỉnh tỷ giá động có thể

được đánh giá tốt nhất bằng phương pháp NATREX. Trong dài hạn NATREX hội tụ

tại một tỷ giá dài hạn ở trạng thái dừng chỉ khi không có sự thay đổi trong lượng vốn

và nợ.

Đó là lý do cho những bài nghiên cứ gần đây áp dụng phương pháp NATREX để phân

tích ý nghĩa của chính sách tiền tệ và chính sách tỷ giá trong dài hạn (ví dụ như bài

nghiên cứu của Rajan và Siregar (2002) khi phân tích về chênh lệch tỷ giá trước và

sau khủng hoảng của đồng Dollar Hồng Kông và đồng Dollar Singapore; và bài

nghiên cứu của Stein (2002) nghiên cứu về tác động của sự mở rộng liên minh châu

Âu lên tỷ giá thực cân bằng).

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY

2.1 Đo lƣờng tỷ giá hối đoái thực cân bằng ở Việt Nam:

Các nghiên cứu về biến động tỷ giá hối đoái và xây dựng mô hình xác định tỷ giá hối

đoái thực cân bằng trong trung và dài hạn cho Việt Nam đồng cũng đã được một số

chuyên gia kinh tế quan tâm thực hiện.

Nổi bật như Bài nghiên cứu “Tỷ giá hối đoái giai đoạn 2000-2011: Mức độ sai lệch và

tác động đối với xuất khẩu” do nhóm tác giả Vũ Quốc Huy, Nguyễn Thị Thu Hằng và

Vũ Phạm Hải Đăng thực hiện. Bài nghiên cứu xây dựng mô hình xác định tỷ giá hối

đoái thực cân bằng của đồng Việt Nam theo phương pháp BEER. Và từ đó xác định

mức độ sai lệch của tỷ giá thực tế so với giá trị cân bằng.

Trong bài nghiên cứu này, tỷ giá hối đoái cân bằng được xác định dựa trên UIP và các

biến nhân tố kinh tế cơ bản như là sự khác biệt về năng suất, tài sản nước ngoài ròng,

giá tương đối giữa hàng xuất khẩu nhập khẩu, độ mở của nền kinh tế, sự khác biệt về

lãi suất thực, chi tiêu chính phủ và FDI. Kết quả ước lượng cho thấy đồng tiền của

Việt Nam đã liên tục bị định giá cao trong 3 năm đầu của thập kỷ vừa qua và tiếp tục

xu hướng đó trong 3 năm gần đây với mức độ còn nghiêm trọng hơn trước. Xen giữa

hai giai đoạn này là giai đoạn mà đồng tiền bị định giá thấp nhưng không ổn định

trước khi khủng hoảng toàn cầu xảy ra. Kết quả cũng cho thấy còn có nhiều vấn đề

cần được tiếp tục thảo luận và phân tích sâu hơn về cách thức, công cụ, ưu tiên chính

sách trong vấn đề quản lý tỷ giá trong thời gian qua. Từ đó sẽ giúp cho việc điều hành

tỷ giá trong tương lai hiệu quả, linh hoạt hơn, tạo môi trường cạnh tranh thuận lợi cho

nền kinh tế.

Một bài nghiên cứu khác là “Chênh lệch tỷ giá hối đoái thực đa phương và tỷ giá thực đa phương cân bằng của Việt Nam” do nhóm tác giả TS. Hạ Thị Thiều Dao và ThS. Phạm Thị Bình Minh thực hiện. Trong bài nghiên cứu này nhóm tác giả đã dựa vào

mô hình của Edwards (1988), Elbadawi (1998), Montiel (1999) và phân tích các biến

số kinh tế nền tảng của Việt Nam, để xác định mô hình các nhân tố tác động đến tỷ giá

thực đa phương của Việt Nam với các biến như trong phương trình sau:

LREERt=α0+β1LOPENt+β2TOTt+β3GOVEX+β4PRODt+β5LDCt+β6NFAt+εt (2)

Và từ đó tính toán tỷ giá hối đoái thực cân bằng của Việt Nam, xác định mức độ sai

lệch giữa tỷ giá hối đoái thực cân bằng và tỷ giá hối đoái thực tế.

2.2 Mô Hình NATREX

Phương pháp NATREX đã được ứng dụng rất nhiều trong các bài nghiên cứu trước

đây trong việc xác định tỷ giá hối đoái thực cân bằng có hiệu lực trong trung và dài

hạn cho nhiều nền kinh tế khác nhau và trong nhiều khung thời gian khác nhau.

Ví dụ, Stein (1995, 1997) đã sử dụng mô hình NATREX để giải thích sự phát triển

của tỷ giá hối đoái thực của đồng USD trong suốt thời kỳ theo cơ chế tỷ giá thả nổi

1976 – 1992. Những nhân tố cơ bản quyết định đến tỷ giá hối đoái thực cân bằng hay

còn được gọi là Natural Real Exchange Rate (NATREX) được xác định trong bài

nghiên cứu là hiệu suất sử dụng vốn và mức độ ưa thích theo thời gian (một phương

pháp đánh giá ngược của tiết kiệm). Thêm nữa, qua việc so sánh REER thực tế với giá

trị ước lượng được từ mô hình NATREX, ông đã kết luận giá trị cân bằng đồng Dollar

đã bị định giá thấp kể từ năm 1982, mức độ sai lệch đáng kể so với giá trị cân bằng

trong giai đoạn từ 1976-80 và 1982-85. Và từ thời gian đó cho đến quý 3/1993 (kết

thúc mẫu dữ liệu) thì tỷ giá hối đoái thực lại khác, gần với giá trị cân bằng của nó.

Tương tự, với việc xem xét đến tỷ giá thương mại và lãi suất thế giới như một giá trị

được cho trước, Lim và Stein ( 1995) đã tiến hành nghiên cứu ứng dụng phương pháp

NATREX cho những nền kinh tế nhỏ, như Úc. Vì không giống như Mỹ hay nhóm

những nước G-10, những quốc gia có nền kinh tế nhỏ tương đối như Úc thì không thể

tác động đến tỷ giá thương mại cũng như lãi suất thế giới được. Trong bài nghiên cứu

này ông đã giải thích những sự dịch chuyển cơ bản trong tỷ giá hối đoái thực

(NATREX) và trong giá tương đối của hàng phi mậu dịch là do sự thay đổi, dịch

chuyển của nhóm các nhân tố cơ bản tỷ lệ thương mại TOT, tỷ lệ tiết kiệm, lãi suất

thực của thể giới, năng suất của vốn trong cả hai khu vực hàng hóa mậu dịch và phi

mậu dich.

Nghiên cứu tiếp theo của Stein và Sauernheimer 1996, Stein và Paladino 1998 cũng

đã ứng dụng phương pháp này cho trường hợp của Đức và Pháp. Tương tự, nghiên

cứu của Gandolffo và Felettigh 1998, của Federicied và Gandolfo (2002) cũng sử

dụng phương pháp này cho Italia. Hơn nữa, phương pháp NATREX cũng được chấp

nhận trong trường hợp của những nước đang phát triển như nghiên cứu của Holger

cùng các cộng sự 2001 ứng dụng NATREX cho Trung Quốc, nghiên cứu của Karfo

2003 ứng dụng cho Hungary.

Stein (1995) đã chỉ ra rằng phương pháp NATREX không chỉ là một mô hình mà là

một tập hợp các mô hình, có thể ứng dụng cho những nền kinh tế khác nhau theo từng

đặc trưng riêng của nó. Ví dụ, NATREX áp dụng cho nền kinh tế Mỹ thì sẽ khác với

NATREX khi được áp dụng cho Đức và Úc. Nguyên nhân cơ bản là do những yếu tố

tự nhiên như qui mô và mức ảnh hưởng của nền kinh tế đang xét đến phần còn lại của

thế giới như thế nào. Ví dụ Mỹ là một nền kinh tế lớn, có tác động đến tỷ giá thương

mại và lãi suất thế giới nên những biến này trong mô hình được xem như là những

biến nội sinh. Còn đối với Úc được xem như một nền kinh tế nhỏ không có thể tác

động đển tỷ giá thương mại hay lãi suất thế giới thì những biến này sẽ được xem như

là biến ngoại sinh trong NATREX. Hay khi Holger và các cộng sự (2002) ứng dụng

NATREX cho Trung Quốc, họ đã kết hợp thêm một số biến khác như yếu tố di cư hay

năng suất vào mô hình và sử dụng phương pháp ARDL để đạt được kết quả thực

nghiệm. Một trường hợp nữa của Duval (2002) ứng dụng phương pháp NATREX

trong khối Euro Zone bằng việc sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian và phương pháp đồng

liên kết của Johansen giữa các biến có liên quan. Kefei YOU, Nicholas SARANTIS

(2008) cũng đã xem xét sự ứng dụng của mô hình NATREX trong trường hợp của

Trung Quốc với sự mở rộng của các yếu tố cơ bản đặc trưng của Trung Quốc kết hợp

với việc thêm vào tác động của điểm gãy cấu trúc trong bài nghiên cứu “Structural

breaks and the equilibrium real effective exchange rate of China: A NATREX

approach”.

Như vậy, có thể thấy rằng phương pháp NATREX đã được sử dụng ở nhiều quốc gia

khác nhau, nhưng hầu hết những nghiên cứu được đề cập trên là ứng dụng phương

pháp NATREX trong khuôn khổ một quốc gia và phần còn lại của thể giới được xem

như là đã được cho sẵn. Tuy nhiên nghiên cứu gần nhất (2007) của Mariama và

Daniela đã lần đầu tiên mở rộng phương pháp NATREX một quốc gia sang trường

hợp của hai quốc gia và xây dựng một mô hình NATREX hai quốc gia giữa USA và

Euro zone.

2.3 Các phƣơng pháp xác định đồng liên kết có xác định điểm gãy

Như chúng ta đã biết, mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến số kinh tế được

nghiên cứu bằng các kiểm định đồng liên kết. Các kiểm định đồng liên kết thông

thường như kiểm định đồng liên kết của Engle and Granger (1987) và Johansen (1988,

1991) chỉ cho phép kiểm định mối quan hệ dài hạn trong điều kiện không xét đến các

điểm gãy trong cấu trúc. Mà các điểm gãy cấu trúc lại xuất hiện sau những thay đổi

của chính sách, hành vi của các tác nhân kinh tế hoặc của các cú sốc và việc bỏ qua

điểm gãy khi xét đến mối quan hệ đồng liên kết có thể dẫn đến những kết luận sai lầm.

Vì lẽ đó, Gregory và cộng sự (1996) đã phát triển một phương pháp kiểm định mối

quan hệ đồng liên kết cho phép sự xuất hiện của một điểm gãy nội sinh trong của các

véc tơ đồng liên kết. Tiếp theo, Hatemi-J (2008) mở rộng kiểm định của Gregory

Hansen để hình thành kiểm định đồng liên kết với hai điểm gãy nội sinh.

Song các nhà nghiên cứu lại không có các thông tin về những điểm gãy trước đó cho

nên nếu số lượng điểm gãy là 2, thì kiểm định của Gregory and Hansen (1996a,b)

(GH) sẽ không chính xác và có ý nghĩa thấp, tương tự như vậy nếu số lượng điểm gãy

là 1 thì kiểm định của Hatemi-J (2008) (HJ) lại không thể chính xác. Và như thế nếu

số lượng điểm gãy từ 3 trở lên thì kiểm định GH và HJ lại có ý nghĩa thấp. Do đó cần

phải có mô hình kiểm định với số lượng điểm gãy không giới hạn trong kiểm định

đồng liên kết để có thể kiểm định tốt hơn trong tất cả các trường hợp như khi không

có điểm gãy hoặc điểm gãy kép. Từ đó, Daiki Maki (2012) đã giới thiệu phương pháp

kiểm định đồng liên kết với số lượng điểm gãy chưa xác định. Kiểm định này được

xây dựng như là một mô hình dựa vào phần dư với giả thiết rằng số lượng điểm gãy

chưa xác định của véctơ đồng liên kết nhỏ hơn hoặc bằng số lượng điểm gãy tối đa.

Dựa vào kiểm định cho những điểm gãy hệ thống đã được đưa ra bởi Bai and Perron

(1998) và kiểm định nghiệm đơn vị được phát triển bởi Kapetanios (2005) thì mô

phỏng Monte Carlo trong bài nghiên cứu của Daiki Maki đã cho thấy những kiểm

định mới được giới thiệu tốt hơn so với kiểm định GH và HJ, điều này được thể hiện

khi áp dụng kiểm định này cho cầu về tiền của Mỹ thì kiểm định mới được đưa ra đã

loại bỏ các giả thiết vô hiệu của việc không có đồng liên kết bằng cách so sánh với

kiểm định khác.

3. XÂY DỰNG MÔ HÌNH NATREX TẠI VIỆT NAM

Mô hình NATREX gần đây đã được mở rộng cho các nước thị trường mới nổi, trong

đó nổi bật là các bài nghiên cứu của You & Sarantis áp dụng mô hình NATREX cho

Trung Quốc. Vì sự khá tương đồng của nền kinh tế Việt Nam và Trung Quốc, nhóm

chúng tôi đã dựa theo bài nghiên cứu mô hình NATREX mở rộng của You & Sarantis

(2008 & 2011) để tiến hành xây dựng cấu trúc mô hình NATREX mở rộng cho Việt

Nam như sau:

3.1 Hàm tiết kiệm:

Tiết kiệm thì bằng tổng sản lượng nội địa, Y, cộng với thu nhập từ nước ngoài (lãi suất nước ngoài nhân với tài sản nước ngoài ròng) (rus*F)1, trừ đi chi tiêu, C.

Tổng đầu ra nội địa là một hàm số của vốn (K) và năng suất sản xuất ( PROD). Chi

tiêu là một hàm của tài sản (như vốn, K, cộng với tài sản nước ngoài ròng, F) và sự ưa thích theo thời gian của xã hội.2

Theo bài nghiên cứu gốc ban đầu của Stein 1995 thì yếu tố sự ưa thích theo thời gian

(time preference) được xem xét như một biến ngoại sinh và được xây dựng dựa trên

chi tiêu của người dân, chi tiêu chính phủ và GDP danh nghĩa. Còn với Trung Quốc,

You & Sarantics (2008) lại xem xét yếu tố sự ưa thích theo thời gian của xã hội như

một biến nội sinh, phụ thuộc vào các yếu tố nhân khẩu học và sự hạn chế thanh khoản.

Vì các nghiên cứu trước đây xem xét yếu tố sự ưa thích theo thời gian tại Việt Nam

còn rất hạn chế nên nhóm quyết định sẽ thực hiện kiểm nghiệm trên cả hai trường

hợp.

Trường hợp yếu tố sự ưa thích theo thời gian là biến ngoại sinh, nhóm sẽ xét

đến chỉ số sự ưa thích theo thời gian của xã hội tại Mỹ (gus_đại diện cho thế giới) và

tại Việt Nam (g).

1 Rus là lãi suất thực của Mỹ, được sử dụng để dại diện cho lãi suất thực của thế giới 2Chú ý trong mô hình gốc của Stein (1995), các biến đầu ra, vốn, tài sản nước ngoài và các biến định lượng khác được đo lường trên lao động.

Khi đó phương trình đầu tư sẽ là:

S = Y(K; PROD) + rus*F – C(K, F; gus; g)

= S ( , , , ) (1.1) ; ,

Trường hợp yếu tố sự ưa thích theo thời gian của xã hội là một biến nội sinh

phụ thuộc vào các yếu tố nhân khẩu học và tính hạn chế thanh khoản LIQC.

Theo một nghiên cứu của UNFPA 2009 đã cho thấy Việt Nam đang ở giai đoạn

sau của “chuyển đổi nhân khẩu học”, tỷ trọng trẻ em 0-14 tuổi giảm đáng kể theo thời

gian (từ 43% năm 1979 xuống 39% năm 1989, 33% năm 1999 và chỉ còn 25% năm

2009). Trong khi đó, tỷ trọng dân số trong độ tuổi có khả năng lao động lại tăng rất

nhanh, từ 52,7% năm 1979 lên 69,1% năm 2009. Kết quả làm giảm chỉ số tiêu dùng/

thu nhập. Trong bài nghiên cứu này, nhóm tiến hành xem xét cả hai tỷ lệ phụ thuộc trẻ

(DEPY) và tỷ lệ phụ thuộc già (DEPO) với kỳ vọng chúng sẽ có tác động dương lên

hàm tiêu dùng.

Với một thị trường tài chính kém phát triển như Việt Nam, sự nới lỏng (giảm

đi) tính ràng buộc thanh khoản (LIQC) là yếu tố quyết định quan trọng đến chi tiêu

của người dân bởi vì nó ngụ ý rằng hộ gia đình có khả năng sử dụng thu nhập trong

tương lai cho các nhu cầu chi tiêu hiện thời.

Từ đó ta có phương trình hàm tiết kiệm:

S = Y (K; PROD) + rus*F – C (K, F; LIQC, DEPY, DEPO)

= S ( , , ) (1.2) , ; , ,

3.2 Tỷ lệ thƣơng mại và tỷ giá hối đoái

Theo bài nghiên cứu gốc của Lim and Stein (1995), chúng ta giả định rằng nền kinh tế

chỉ sản xuất một loại hàng hóa xuất khẩu là hàng hóa 1 và là một hàng hóa phi mậu

dịch n. Nước bên ngoài cũng sản xuất một loại hàng hóa xuất khẩu là hàng hóa 2, Rn

biểu hiện cho giá tương đối của hàng hóa phi thương mại ( ) so với giá của hàng hóa

xuất khẩu ( ).

(2) = ( ),

Tỷ giá thương mại (the terms of trade) (T) là giá tương đối của hàng hóa xuất khẩu 1

(p1) so với giá hàng nhập khẩu 2 (p’2) được đo lường thông qua một đồng tiền chung:

(3) T = N(

Với N là tỷ giá danh nghĩa (số ngoại tệ trên một đơn vị Việt Nam đồng).

Tỷ giá thực của Việt Nam, R, là tỷ giá danh nghĩa được điều chỉnh bởi giá cả:

(4) R = N( ),

Với p và p’ lần lượt là chỉ số điều chỉnh giá GDP trong và ngoài nước. Từ công thức

(2), (3) và (4) ta có thể viết lại công thức tính tỷ giá hối đoái thực:

R =

(5)3

Trong đó là tỷ trọng phi mậu dịch trong chỉ số điều chỉnh giá GDP.

Theo bài nghiên cứu về thực trạng phát triển xuất nhập khẩu của Việt Nam và dự báo

đến năm 2015 của Nguyễn Thành Trung_Cục Xúc tiến thương mại cho biết mặc dù

tăng trưởng kim ngạch xuất khẩu bình quân hàng năm giai đoạn 2001-2010 ở mức

cao, đạt 19%/năm nhưng các mặt hàng xuất khẩu của Việt Nam ra thế giới không có

nhóm hàng nào chiếm quá 10% thị phần toàn cầu, điều này có nghĩa là chúng ta không

có quyền quyết định mức giá trên thị trường toàn cầu. Vì vậy chúng tôi quyết định

xem xét tỷ giá thương mại như một biến ngoại sinh khi đưa vào mô hình.

3.3 Đầu tƣ

Stein (1995) đã xây dựng hàm đầu tư thông qua chỉ số Tobin Q. Nhưng cũng

giống Trung quốc, thị trường tài chính của Việt Nam còn rất kém phát triển, qui mô

nhỏ và có nhiều hạn chế trong giao dịch trên thị trường vốn từ phía chính phủ, hơn

nữa một giả định cơ bản trong mô hình Tobin Q là thị trường cạnh tranh hoàn hảo

luôn bị vi phạm tại thị trường Việt Nam, nên việc sử dụng mô hình Tobin Q để ước

) .

(

)

) (

) .

)

3R = N( ) = N ( / ( ) là các yếu tố ngoại sinh của Việt Nam và là một phần của hệ số chặn trong hàm logarit, a và b là các biến của khu vực hàng hóa phi thương mại trong chỉ số điều chỉnh giá GDP.

lượng hàm đầu tư là không phù hợp.

Theo bài nghiên cứu của You & Sarantis 2008, nhóm cũng tách hàm tổng đầu tư Việt

Nam (I) thành đầu tư tư nhân nội địa (DPI), đầu tư công (GI) và đầu tư trực tiếp nước

ngoài (FDI).

Trong đó DPI là một hàm của sản lượng (Y) và chi phí sử dụng vốn (c).

GI được xét như là biến ngoại sinh.

Dựa trên bài nghiên cứu của You & Sarantics 2008 và một số bài nghiên cứu trước

đây về các yếu tố tác động đến việc thu hút FDI vào Việt Nam như bài “ Determinants

Of Foreign Direct Investment In Vietnam ” của tác giả Thu Thị Hoàng, nhóm nhận

thấy FDI Việt Nam không chỉ phụ thuộc vào rủi ro quốc gia ( đo lường xấp xỉ với tài sản nước ngoài, F)4, mà còn phụ thuộc vào độ mở thương mại của nền kinh tế ( OPEN )5. Vì vậy hàm đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI sẽ phụ thuộc vào F và OPEN.

Mặc khác vốn được sử dụng để sản xuất hàng hóa phi mậu dịch n và hàng hóa xuất

khẩu 1, trong khi tư liệu sản xuất bao gồm cả hàng hóa phi mậu dịch n và hàng hóa

nhập khẩu 2. Giá cả của hàng hóa phi mậu dịch so với giá cả của hàng hóa nhập khẩu, ’, ảnh hưởng tới phần đầu tư sử dụng hàng hóa phi mậu dịch, In và đầu tư TRn = pn/p2

sử dụng hàng hóa nhập khẩu I2 trong tổng đầu tư I. Ví dụ như giá tương đối của hàng

hóa phi mậu dịch cao hơn sẽ không khuyến khích In và khuyến khích I2.

Vì vậy phương trình hàm đầu tư có thể viết lại như sau:

I = I2 + In = I2 (DPI (Y(K, PROD), c), GI, FDI( F, OPEN), Rn, T) + In(DPI(Y(K,

(6) PROD),c), GI, Rn , T)

= (Rn, K, F, PROD, c, GI, OPEN, T)

Theo bài nghiên cứu của You & Sarantics 2008, chi phí sử dụng vốn được xác định

4 Theo You & Sarantic 2008, ông sử dụng biến tài sản nước ngoài ròng F để thể hiện phần bù rủi ro quốc gia. Một sự gia tăng trong F sẽ làm giảm phần bù rủi ro quốc gia. 5 Theo bài nghiên cứu của You & Sarantic, ông đã xem xét các yếu tố quyết định đến FDI của Trung Quốc và nhận thây các yếu tố chi phí đơn vị lao động hiệu lực, rủi ro quốc gia và tỷ suất hoàn vốn là những yếu tố cơ bản nhất tác động đến lượng đầu tư FDI. Nhưng dựa trên những bài phân tích gần đây về FDI Việt Nam và một phần do sự hạn chế trong việc tìm kiếm dữ liệu, nhóm đã quyết định xem xét hai yếu tố cơ bản là biến độ mở thương mại OPEN với dự báo là có ảnh ưởng dương đến FDI , và biến F.

như sau :

(7) c = [pk(r + )]/[p(1 – )]

(r + )/(1 – ) hoặc c = c(T, Rn, r ) nếu chúng ta giả định tỉ lệ khấu

Trong đó pk , p, r , và là giá của tư liệu sản xuất, giá sản lượng đầu ra, lãi suất thực

trong nước, tỉ lệ khấu hao kinh tế và thuế suất đa hợp. Công thức có thể được viết lại thành c = T-m hao và thuế suất τ là hằng số.6 Như vậy, công thức (6) có thể được chuyển thành:

(8)7 I = ( , , ) ; ,

3.4 Cân bằng thị trƣờng hàng hóa

Dựa trên tỷ lệ thương mại ngoại sinh, điều kiện cân bằng đối với thị trường hàng hóa

là điều kiện cân bằng của thị trường hàng hóa phi mậu dịch (xem thêm Lim & Stein,

1995)

(I-S) + CA =0

Trường hợp xét yếu tố sự ưa thích của xã hội theo thời gian là biến ngoại sinh:

Cn(Rn, K, F, gus, g, T) + In(Rn, K, PROD, r, GI, T)

(9.1) =Yn(Rn, K, PROD)

Trường hợp xét yếu tố sự ưa thích của xã hội theo thời gian là biến nội sinh:

Cn(Rn, K, F, LIQC, DEPO, DEPY, T) + In(Rn, K, PROD, r, GI, T)

6Nếu tư liệu sản xuất dùng cho đầu tư bao gồm m tỷ lệ hàng hóa nhập khẩu 2 và (1-m) tỷ lệ hàng hóa phi mậu

và do đó chi phí vốn là pk =(p2’/N)m(pn)(1-m) Nếu vốn được sử dụng để cho ra tỷ lệ α hàng

dịch n, thì I =

hóa xuất khẩu 1 và tỷ lệ (1-α) của hàng hóa phi mậu dịch n, khi đó thì giá sản lượng đầu ra là p =

[(

) ( )( )]

( ) ( )( ). Giá tương đối pk/p trong công thức (7) có thể viết lại thành pk/p=

[( ) ( )( )]

7T cao sẽ làm giảm Invà tăng I2. Quan trọng hơn, cùng một thời điểm, T cao hơn làm giảm chi phí sử dụng vốn c và kích thích tổng đầu tư. Từ đây, dấu của T là dương trong công thức (8). Dấu của Rn là không xác định, nó dựa trên dấu của ( – m)

(9.2) =Yn(Rn, K, PROD)

Thị trường cân bằng của công thức (9.1) và (9.2) ngụ ý rằng nhu cầu của hàng hóa phi

mậu dịch, bao gồm cầu tiêu dùng C, và cầu của đầu tư sử dụng hàng hóa phi mậu dịch In bằng với cung của hàng hóa phi mậu dịch Yn. 8

3.5 Tài khoản vãng lai.

Tài khoản vãng lai là cán cân mậu dịch cộng với thu nhập lãi trên tài sản nước ngoài

rus*F. Cán cân mậu dịch bằng giá trị của hàng hóa xuất khẩu 1 (Y1) trừ đi giá trị của

hàng hóa nhập khẩu 2 trong đó giá trị hàng hóa nhập khẩu 2 bao gồm tiêu dùng và đầu

tư sử dụng hàng hóa nhập khẩu (C2 và I2).

Trường hợp xét yếu tố sự ưa thích theo thời gian là biến ngoại sinh:

CA=Y1(Rn, K, PROD) - I2(Rn, K, F, PROD, r, GI, OPEN, T)

(10.1) -C2(Rn, K, F, gus, g , T) +rus*F

Trường hợp xét yếu tố sự ưa thích theo thời gian là biến nội sinh:

CA=Y1(Rn, K, PROD) - I2(Rn, K, F, PROD, r, GI, OPEN, T)

(10.2) -C2(Rn, K, F, LIQC, DEPY, DEPO, T) + rus*F

3.6 Cân bằng danh mục đầu tƣ:

Theo những nghiên cứu gần đây cho thấy vì Việt Nam có tồn tại phần bù rủi ro quốc

gia nên phương trình cân bằng danh mục đầu tư được thể hiện như sau:

r = rus + h(F) = ( (11) )

Trong đó tài sản nước ngoài F được sử dụng để ước lượng phần bù rủi ro quốc gia của Việt Nam.9

3.7 Sự tích lũy của vốn và tài sản nƣớc ngoài

Phương trình tích lũy vốn được xác định bởi: 8Tương tự với đầu tư, TRn tác động tới phần tiêu dùng Cn và C2 trong tổng chi tiêu C. Rn tác động tới phần của Yn và Y1 trong tổng sản lượng đầu ra Y. 9 Với một phương pháp tương tự, xem them Lim và Stein 1995, Lane và Milesi-Ferretti 2001, Selaive và Tuesta 2003 và Ben, Simon và Varpalota 2006

(12) dK/dt=1-nK

Và tỉ lệ thay đổi của tài sản nước ngoài bằng tiết kiệm trừ đi đầu tư và trừ đi nF

(13) dF/dt=S-I-nF=CA-nF

Với n là tỉ lệ tăng trưởng của năng suất lao động.

3.8 Cân bằng trung hạn

Trong trung hạn, cường độ vốn (capital intensity) và tài sản nước ngoài được xem như

là biến định trước. Tỷ lệ thương mại là biến ngoại sinh đối với Việt Nam, điều này

hàm ý rằng điều kiện cân bằng của thị trường hàng hóa tương đương với điều kiện của

thị trường cân bằng của hàng hóa phi mậu dịch, đưa ra bởi công thức (9.1 và 9.2). Hai

yếu tố đầu tiên của vế trái là tiêu dùng và đầu tư sử dụng hàng hóa phi mậu dịch, tổng

của chúng là cầu của hàng hóa phi mậu dịch (Dn).Yếu tố thứ ba đưa ra là cung của

hàng hóa phi mậu dịch (Sn).

Giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch, Rn, làm cân bằng thị trường hàng hóa phi

mậu dịch. Tính Rn trong công thức (9.1 và 9.2) ta được:

(14) Rn(t)=Rn(K(t), F(t), Z(t))

Trong đó Z biểu thị cho yếu tố cơ bản quyết định giá tương đối của hàng hóa phi mậu

dịch.

Trường hợp yếu tố sự ưa thích của xã hội theo thời gian là biến ngoại sinh:

Z=(PROD, gus, g , rus, GI, T). (15.1)10

Trường hợp xét yếu tố sự ưa thích của xã hội theo thời gian là biến nội sinh:

Z=(PROD, LIQC, DEPY, DEPO, rus, GI, T). (15.2)

Dựa trên công thức (5) và (14), tỷ giá thực cân bằng trung hạn được tính như sau:

(16)

R(t)= T(Rn(K(t),F(t),Z(t)) = R(K(t), F(t), Z(t)) 10 Lưu ý rằng r được thay thế = rus dựa trên công thức 11 và F chỉ xuất hiện trong dài hạn.

Trong trung hạn, K và F là biến ngoại sinh, vì vậy, bất kỳ những thay đổi nào của Z(t)

sẽ làm thay đổi đường cầu và/hoặc đường cung của hàng hóa phi mậu dịch và tạo ra

một Rn mới để duy trì tình trạng cân bằng thị trường hàng hóa.

3.9. Điều chỉnh động

Sự biến động trong dài hạn bao gồm sự biến động nội sinh của vốn và tài sản nước

ngoài. Kết hợp sự thay đổi của vốn (công thức 12), đầu tư (công thức 8), và danh mục

cân bằng (công thức 11) tạo ra công thức của sự phát triển vốn:

(17)11 dK/dt = J(K, F, Z), JK<0, JF>0

Ta có: Jk<0 vì: một sự gia tăng trong vốn sẽ làm giảm năng suất biên của vốn và làm

giảm đầu tư tăng thêm.

JF>0 vì: một sự gia tăng trong tài sản nước ngoài làm giảm rủi ro quốc gia và lãi suất

nội địa thực nên đầu tư tăng

Dựa trên cân bằng danh mục đầu tư công thức (11) và tiết kiệm công thức (1.1 & 1.2),

chúng tôi có công thức:

(18) S=S(K, F, Z), SK>0, SF<0

Từ công thức (17), (18), (13), chúng ta có công thức sự phát triển của tài sản nước

ngoài

(19) dF/dt=L(K, F, Z), LK>0, LF<0.

Ta có: Lk>0 vì: một sự gia tăng trong vốn làm giảm đầu tư (Jk<0) và tăng tiết kiệm

(Sk>0) và từ đó làm tăng (S-I) hay Lk>0

LF<0 vì: một sự gia tăng trong tài sản nước ngoài sẽ làm gia tăng của cải quốc gia và

từ đó làm tăng tiêu dùng. Tiêu dùng cao hơn đồng nghĩa với sự giảm đi trong tiết kiệm

11 Theo Lim & Stein 1995 và You & Sarantic 2008, nhóm giả định tỉ lệ tăng trường hiệu quả n là 0 để tính toán thuận tiện. Nếu nới lỏng giả định bằng giả định n dương, phân tích toán học của sự ành hương cân bằng trong trung dài hạn trở nên lộn xộn và thiếu hấp dẫn, nhưng những ảnh hưởng còn lại vẫn giữ nguyên. Tuy nhiên, giả định n = 0 chỉ là một giả định thuận lợi (trong việc trình bày đại số và sự minh bạch lớn hơn) và không thay đổi kết quả lý thuyết.

(SF<0), và gia tăng đầu tư (JF>0) từ đó làm (S-I) giảm hay LF<0.

Phân Tích Các Trƣờng Hợp Điều Chỉnh Động Của Vốn Và Tài Sản Nƣớc

Ngoài

Ta có:

(1). J=0 là quỹ tích những điểm thể hiện phối hợp tài sản nước ngoài và vốn mà tại đó

tỷ lệ đầu tư tăng thêm trong tương lai là 0. Nó có hệ số độ dốc dương vì |J=0 = -Jk/ JF

> 0

Các điểm nằm bên trái của J=0 có năng suất lao động biên vượt quá chi phí sử dụng

vốn ( ) và k < k* nên vốn sẽ tăng. Các điểm nằm bên phải của J=0 thì ngược lại.

(2). L=0 là quỹ tích tập hợp điểm thể hiện phối hợp tài sản nước ngoài và vốn mà tại

đó không có dòng vốn ra vì đầu tư bằng tiết kiệm. Ở những điểm L=0 thì CA=0.

Đường L=0 có độ dốc dương vì |L=0 = -Lk/ LF > 0

Các điểm nằm trên đường L=0 thì tài sản nước ngoài lớn hơn giá trị của nó tại trạng

thái dừng (F>F*), đầu tư vượt quá tiết kiệm nên CA<0, tài sản nước ngoài sẽ giảm về

cân bằng. Các điểm nằm dưới đường L=0 thì ngược lại.

 Các trƣờng hợp có thể của trạng thái cân bằng:

Trường hợp 1: độ dốc của đường J=0 lớn hơn đường L=0 

( ) ⇒

Đồ thị:

Hình 1: Trạng thái điều chỉnh động (G>0)

Khi đó thì các đường trong pha này sẽ dịch chuyển một cách không tuần hoàn về điểm

cân bằng ở giữa E. Một số đường chỉ dịch chuyển trực tiếp trong một miền đơn về E,

một số đường dịch chuyển băng qua cả hai miền trước khi đạt đến giá trị cân bằng.

Nếu một đường mà vượt qua ranh giới giữa hai miền thì có độ dốc hoặc không xác

định (vượt qua L=0) hoặc bằng 0 (khi băng qua J=0).

Điểm E là điểm nút ổn định, đảm bảo sự ổn định của mô hình.

 Trường hợp 2: độ dốc của đường J=0 nhỏ hơn đường L=0

( ) ⇒

Đồ thị:

Hình 2: Trạng thái điều chỉnh động (G<0)

Trong hình này, điểm E là điểm yên ngựa (saddle point). Các dòng chảy thì không ổn

định, có lúc trực tiếp và nhất quán hướng vào E, có lúc hướng ra xa E, có lúc ban đầu

thì hướng vào sau thì chạy ra xa. Vì vậy trường hợp này không đảm bảo cho sự ổn

định của mô hình.

Như vậy, theo You và Sarantis 2008, thì điều kiện ổn định G>0 phải được giữa vững

để đảm bảo tính ổn định của mô hình (như trong trường hợp 1). Mà G = JkLF – LkJF>

0 sẽ đúng miễn là sự tác động của vốn lên đầu tư lớn hơn sự tác động của tài sản nước

ngoài lên đầu tư (-JK>JF) với J=0 và sự tác động của tài sản nước ngoài lên tài khoản

vãng lai thì mạnh hơn sự tác động của vốn lên tài khoản vãng lai (-LF>LK) với L=0.

3.10 Trạng thái dừng :

Trạng thái dừng dài hạn là khi vốn và tài sản nước ngoài đồng quy tại hằng số bền

vững K* và F*

J(K*, F*; Z)=0 (20)

L(K*; F*; Z)=S(K*, F*, Z)-J(K*, F*, Z)=0 (21)

Giải quyết công thức (20) và (21), chúng ta đạt được trạng thái dừng :

(22) K*=K(Z)

(23) F*=F(Z)

Thay đổi trong K* và F* sẽ ảnh hưởng tới điều kiện cân bằng trong thị trường hàng

hóa mà tương đương với điều kiện của cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch. Do

đó giá cả tương đối của hàng hóa phi mậu dịch sẽ điều chỉnh tới điểm dừng Rn* để

làm cân bằng với thị trường hàng hóa phi mậu dịch trong khi vốn và tài sản nước

ngoài đạt được tại trạng thái dừng của chúng. Vì vậy, cân bằng thị trường hàng hóa

phi mậu dịch ở trạng thái ổn định có thể mô tả như sau:

Trường hợp yếu tố sự ưa thích của xã hội theo thời gian là biến ngoại sinh:

(24.1) Cn(Rn*, K*, F*, gus, g, T) + In(Rn*, K*, F*, PROD, rus, GI, T)

=Yn(Rn*, K*, PROD)

Trường hợp xét yếu tố sự ưa thích theo thời gian của xã hội là biến nội sinh:

Cn (Rn*, K*, F*, LIQC, DEPY, DEPO, T) + In (Rn*, K*, F*, PROD, rus, GI, T)

(24.2) =Yn(Rn*, K*, PROD)

Giải quyết công thức (24.1 & 24.2), chúng ta có được biểu thức cho giá tương đối của

hàng hóa phi mậu dịch ở trạng thái dừng (công thức 25) và suy ra dRn*/dZ. (Công

thức (26)

(25) Rn*=Rn(K(Z), F(Z), Z) = Rn*(Z)

dRn*/dZ=( ) ( ) ( ) ( ) (26)

) =R*(Z)

(27) R*=T(

Hai yếu tố đầu tiên của vế phải công thức 26 cho thấy ảnh hưởng gián tiếp của thay

đổi của các yếu tố cơ bản lên Rn, thông qua thay đổi trong K* và F* trong dài

hạn.Yếu tố cuối giải thích cho ảnh hưởng trực tiếp của thay đổi của những yếu tố cơ

bản lên Rn trong trung hạn.

Thông qua công thức (27), những yếu tố cơ bản ảnh hưởng tới giá tương đối của hàng

hóa phi mậu dịch, Rn*, ảnh hưởng tới tỉ giá hối đoái thực trong dài hạn, R*, theo một

cách tương tư. Ngoại lệ duy nhất là tỷ lệ thương mại. Như trong công thức (5), thay

đổi trong tỷ lệ thương mại ảnh hưởng trực tiếp đến R và gián tiếp thông qua thay đổi

của Rn. Ảnh hưởng trực tiếp luôn dương, trong khi ảnh hưởng gián tiếp là không xác

định được bởi vì T làm giảm Rn trong trung hạn nhưng làm tăng Rn trong dài hạn. Tuy

nhiên, ảnh hưởng gián tiếp thì tương đối nhỏ so với ảnh hưởng trực tiếp, vì thế tác giả

kỳ vọng tỷ lệ thương mại sẽ cao hơn để làm tăng tỉ giá thực cả trong điều kiện ổn định

trung và dài hạn. Cũng lưu ý rằng mặc dù OPEN không tác động Rn trong trung hạn vì

chúng không tham gia vào điều kiện cân bằng hàng hóa phi mậu dịch (công thức 9), nhưng chúng tác động Rn* trong dài hạn.

Cho nên, công thức cân bằng dài hạn cho tỉ giá thực được đưa ra như sau:

Trường hợp yếu tố sự ưa thích của xã hội theo thời gian là biến ngoại sinh:

R* = R*( (28) )

Trường hợp xét yếu tố sự ưa thích của xã hội theo thời gian là biến nội sinh:

R* = R*( (28) )

3.11 Giá tƣơng đối của hàng hóa phi mậu dịch và tỷ giá hối đoái thực trong trung

và dài hạn

Bây giờ chúng ta sẽ tiến hành phân tích dấu của Rn và R* khi có sự thay đổi trong các

nhân tố cơ bản trong trung và dài hạn.

3.11.1 Tỷ lệ thƣơng mại ( T ):

Theo như bài nghiên cứu gốc của You & Saarantics (2008) thì T tác động đến tỷ giá

hối đoái thực cân bằng R cả qua con đường trực tiếp và gián tiếp.

Tác động trực tiếp của T lên R luôn dương. Tuy nhiên tác động gián tiếp thì lại không

rõ ràng. Một mặt, trong trung hạn, một T cao hơn sẽ làm gia tăng giá tương đối của

hàng phi mậu dịch so với hàng nhập khẩu, TRn = pn/p2’. Khi đó giá hàng hóa phi mậu

dich sẽ trở nên mắc tương đối so với hàng nhập khẩu vì vậy làm giảm cầu hàng hóa

phi mậu dịch. Mặc khác, một T cao hơn sẽ làm giảm chi phí sử dụng vốn và kích cầu

đầu tư trong khu vực phi mậu dịch. Tổng tác động trực tiếp của một T cao hơn trong

tổng cầu của hàng hóa phi mậu dịch thì không rõ ràng. Tuy nhiên, tác động gián tiếp

của T lên R thông qua Rn thì nhỏ hơn nhiều so với tác động trực tiếp của T lên R, nên

môt T cao hơn kỳ vọng sẽ làm tăng R trong trung hạn ( nội tệ tăng giá ).

Trong dài hạn, một sự tăng lên trong T sẽ làm tăng vốn và tài sản nước ngoài. Một sự

cải thiện trong tỷ lệ thương mại sẽ làm tăng tài khoản vãng lai do tác động của giá: giá

xuất khẩu trên thị trường thế giới cao hơn tương đối, trong khi giá nhập khẩu từ thế

giới vào lại rẻ hơn tương đối. Một chi phí sử dụng vốn thấp hơn sẽ kích thích sự hình

thành vốn (capital formation). Đầu tư tăng, vượt quá tiết kiệm có thể làm CA thâm

hụt. Vì vậy dưới quá trình hình thành vốn, CA có thể thâm hụt hoặc thặng dư nhưng

trong cả hai trường hợp đều làm cho vốn và tài sản nước ngoài cao hơn.

Theo You & Sarantics 2008, giả định khu vực phi mậu dịch là khu vực thâm dụng lao

động, thì một sự tăng lên trong vốn sẽ làm giảm cung hàng hóa phi mậu dịch và từ đó

làm tăng giá tương đối của hàng phi mậu dịch. Hơn nữa, một sự gia tăng trong tài sản

nước ngoài sẽ làm gia tăng sự giàu có và làm tăng cầu hàng hóa phi mậu dịch, từ đó

làm tăng giá tương đối của hàng phi mậu dịch.

Như vậy, theo phương trình R= T(Rn)a, khi T tăng sẽ tác động trực tiếp làm tăng R. T

tăng sẽ làm Rn giảm trong trung hạn, và tăng Rn trong dài hạn và vì vậy cũng làm R

tăng trong cả trung và dài hạn.

3.11.2 Năng suất sản xuất (PROD)

Khi năng suất trong khu vực mậu dịch của nước chủ nhà tăng nhanh hơn so với khu

vực phi mậu dịch, sẽ làm tăng tổng đầu tư, từ đó cũng làm tăng cầu của đầu tư sử

dụng hàng phi mậu dich. Năng suất của khu vực mậu dịch cao hơn sẽ thu hút nguồn

lực của khu vực phi mậu dich, làm cung hàng phi mậu dịch giảm, giá hàng phi mậu

dich tăng, làm Rn tăng.

Trong dài hạn, một sự tăng lên trong năng suất của khu vực mậu dịch sẽ làm tăng vốn

và tài sản nước ngoài. Năng suất cao hơn làm đầu tư trong khu vực mậu dịch tăng do

đó làm tăng sản lượng hàng hóa mậu dịch, CA thặng dư, kéo theo tài sản nước ngoài

tăng. F tăng làm tăng tiêu dùng và giảm tiết kiệm. Tiêu dùng tăng làm cầu hàng phi

mậu dịch tăng từ đó làm tăng Rn. Mặc khác khi sản lượng đầu ra tăng làm thu nhập và

tiêu dùng đều tăng, kéo theo Rn tăng. Vì vậy trong dài hạn Rn tăng, và tỷ giá hối đoái

cũng sẽ tăng.

3.11.3 Đầu tƣ công của chính phủ (GI)

Một mức đầu tư công GI cao hơn làm gia tăng tổng cầu đầu tư sử dụng hàng hóa phi

mậu dịch và làm tăng Rn. Có sự hình thành vốn và tài khoản vãng lai bị thâm hụt.

Trong dài hạn, sau khi một khoảng đầu tư công được thực hiện, thì sản lượng và tiết

kiệm cũng bắt đầu tăng làm CA chuyển từ trạng thái thâm hụt sang thặng dư. Vì vậy,

tạo ra nguồn vốn và các tài sản nước ngoài cao hơn. Sự gia tăng của vốn làm giảm

nguồn cung hàng hóa phi mậu dịch, sự gia tăng của tài sản nước ngoài làm gia tăng

của cải, và do đó làm gia tăng mức cầu hàng hóa phi mậu dịch. Vì vậy, một mức đầu

tư công GI cao hơn sẽ có một tác động dương lên Rn và làm tăng R trong dài hạn.

Tuy nhiên, nếu đầu tư công chèn ép đầu tư của khu vực tư nhân và hoạt động không

hiệu quả thì trong dài hạn, sản lượng đầu ra có thể không đủ làm CA dịch chuyển từ

thâm hụt sang thặng dư. Vì vậy có thể làm tài sản nước ngoài giảm trong dài hạn. F

giảm hàm ý rủi ro quốc gia sẽ tăng lên, và chi phí sử dụng vốn cũng tăng, cả hai đều

không khuyến khích đầu tư. Như vậy sẽ làm vốn giảm trong dài hạn. Với kịch bản

này, thì một GI cao hơn có thể làm Rn và R giảm trong dài hạn

3.11.4 Lãi suất nƣớc ngoài ( rus )

Khi lãi suất nước ngoài tăng thì chi phí phí sử dụng vốn tăng, đầu tư giảm làm cầu

hàng phi mậu dịch giảm, khiến cho Rn giảm.

Tuy nhiên, nếu nền kinh tế nội địa là chủ nợ thì khi lãi suất nước ngoài tăng, thu nhập

lãi từ tài sản nước ngoài sẽ tăng và làm cán cân tài khoản vãng lai tăng. Trong dài hạn,

đầu tư giảm nên sản lượng sẽ giảm theo. Nếu thu nhập lãi tăng thêm do lãi suất nước

ngoài tăng không đủ bù đắp cho sản lượng giảm thì cán cân tài khoản vãng lai sẽ bị

thiếu hụt trong dài hạn, làm vốn và tài sản nước ngoài giảm. Vốn thấp hơn sẽ làm tăng

cung hàng hóa phi mậu dịch từ đó làm giảm Rn. Tài sản nước ngoài giảm sẽ làm của

cải trong nước giảm và vì vậy cầu hàng hóa phi mậu dịch cũng giảm. Tổng hai tác

động trên đều làm giảm Rn trong dài hạn.

Nếu lãi tăng thêm đủ bù đắp cho sản lượng giảm thì làm cán cân tài khoản vãng

lai tiếp tục dương, tài sản nước ngoài sẽ tăng dù vốn vẫn giảm đi. Trong trường hợp

này tài sản nước ngoài tăng làm rủi ro quốc gia giảm và khuyến khích FDI.

Nếu dòng vốn FDI vào đủ cân bằng với sự sụt giảm của vốn-do lãi suất tăng-thì vốn

sẽ tăng. Giả định khu vực phi mậu dịch của Việt Nam là khu vực thâm dụng lao động,

nên khi vốn tăng sẽ làm cung hàng phi mậu dịch giảm kéo theo Rn tăng. Tài sản nước

ngoài tăng cũng làm tăng cầu hàng phi mậu dịch. Tổng hai tác động trên làm Rn tăng

trong dài hạn.

Nều dòng vốn vào FDI không dủ cân bằng với sự sụt giảm của vốn thì vốn sẽ tiếp tục

giảm. Vốn giảm làm tăng cung hàng hóa phi mậu dịch, kéo theo Rn giảm. Trong khi

đó, tài sản nước ngoài tăng sẽ làm tăng cầu hàng hóa phi mậu dịch, từ đó làm Rn tăng.

Tổng hai tác động lên Rn có thể làm Rn tăng hoặc giảm.

Do vậy, trong dài hạn tác động của lãi suất thực nước ngoài lên Rn là không rõ

ràng kéo theo thay đổi trong tỷ giá cân bằng thực cũng không rõ ràng.

3.11.4 Sự ƣa thích theo thời gian của xã hội

Trường hợp xét yếu tố sự ưa thích theo thời gian của xã hội là biến ngoại sinh:

Một sự gia tăng trong tỷ lệ sự ưa thích theo thời gian của xã hội trong nước ( g) làm

tăng tiêu dùng, giảm tiết kiệm nội địa, tăng lãi suất nội địa, đến lượt nó lại làm tăng

dòng vốn dài hạn thuần chảy vào nước chủ nhà. Điều này làm tăng tỷ giá hối đoái

thực trong trung hạn. Tuy nhiên, tác động này sẽ ngược lại trong dài hạn. Sự gia tăng

của tỷ lệ ưa thích theo thời gian của xã hội làm gia tăng nợ nước ngoài, điều này làm

giảm của cải và vì vậy làm giảm tiêu dùng. Do đó, tiết kiệm tăng và tình thế bị đảo

ngược, tỷ giá hối đoái thực sẽ giảm dần trong dài hạn. Một số nghiên cứu thực nghiệm

cũng ủng hộ cho quan điểm này, tức là có một sự giảm giá dài hạn của tỷ giá hối đoái

thực khi tỷ lệ ưa thích theo thời gian của xã hội ngoại sinh tăng lên. Vì vậy, dấu của g

được kỳ vọng là âm. Ngược lại, dấu của gus được kỳ vọng là dương.

Trường hợp xét yếu tố sự ưa thích theo thời gian là biến ngoại sinh:

 Hạn chế thanh khoản LIQC

Một sự hạn chế thanh khoản thấp hơn (LIQC tăng) có thể làm tăng tiêu dùng do các cá

nhân trong nền kinh tế có thể sử dụng thu nhập trong tương lai để tiêu dùng cho hiện

tại. Mức tiêu dùng cao hơn, được tài trợ từ vay mượn, làm gia tăng mức cầu hàng hóa

phi mậu dịch và vì vậy làm tăng Rn. Trong dài hạn, việc tiêu dùng được tài trợ bằng

vay mượn tạo ra một dòng vốn vào và làm lãi suất tăng cao hơn. Nó cũng làm sụt

giảm lượng tài sản nước ngoài. Nguồn vốn giảm không chỉ là do chi phí sử dụng vốn

cao hơn do lãi vay cao hơn mà còn do phần bù rủi ro cao hơn được tạo từ sự sụt giảm

trong tài sản nước ngoài. Tài sản nước ngoài thấp hơn làm giảm mức cầu hàng hóa phi

mậu dịch vì của cải sụt giảm. Nguồn vốn thấp hơn làm gia tăng mức cung hàng hóa

phi mậu dịch. Tất cả các yếu tố này đều hạ thấp Rn đến mức thấp hơn mức ban đầu.Vì

vậy, việc nới lỏng trong hạn chế thanh khoản làm sụt giảm R trong dài hạn.

 Tỷ lệ phụ thuộc ( DEPY & DEPO )

Một tỷ lệ phụ thuộc trẻ (hoặc già) càng cao làm gia tăng mức tiêu dùng hàng hóa phi

mậu dịch và vì vậy làm tăng Rn. Trong dài hạn, một mức tiêu dùng cao hơn làm gia

tăng sự vay mượn từ nước ngoài và dẫn đến sự chảy vào của dòng vốn dài hạn ròng,

và làm giảm đi tài sản nước ngoài. Nguồn vốn giảm là do phần bù rủi ro cao hơn được

tạo bởi sự sụt giảm tài sản nước ngoài. Với sự sụt giảm tài sản nước ngoài, của cải

giảm một cách rõ rệt, và mức cầu hàng hóa phi mậu dịch cũng giảm tương tự, với giả

định rằng khu vực phi mậu dịch mang tính thâm dụng lao động. Sự sụt giảm trong

nguồn vốn làm gia tăng mức cung hàng hóa phi mậu dịch. Tất cả các nhân tố này làm giảm Rn đến mức thấp hơn mức ban đầu và vì vậy làm giảm R trong dài hạn12

3.11.5 Độ mở thƣơng mại (OPEN )

Biến độ mở thương mại OPEN vừa tác động trực tiếp lên R, vừa tác động gián tiếp lên

R thông qua Rn.

Nếu độ mở kinh tế càng lớn, ngoại thương càng được tự do hóa thì tiêu dùng hàng

nhập khẩu sẽ trở nên rẻ hơn trong tương lai, làm người tiêu dùng trong nước có xu

hướng thay thế hàng phi mậu dịch bằng hàng mậu dịch, từ đó làm giảm Rn và giảm R.

Tuy nhiên, theo Connolly và Devereux (1995) lý giải trong trường hợp độ mở nền

kinh tế tăng do giảm thuế xuất khẩu thì R sẽ tăng. Fernandez (2006) và Miyajima

(2007) cũng cho rằng trong trường hợp độ mở nền kinh tế tăng lên được giải thích bởi

tăng trưởng kinh tế do tăng hoạt động ngoại thương và ít phụ thuộc vào cơ chế bảo hộ

cũng như tài khoản đối ngoại bị méo mó, thì tỷ giá thực sẽ tăng. Như vậy, trong ngắn

hạn tác động của độ mở nền kinh tế đến tỷ giá thực có thể là cùng chiều hoặc trái

chiều.

Trong dài hạn, khi độ mở thương mại OPEN tăng lên sẽ làm tăng nguồn vốn và tài sản

nước ngoài. Vốn K tăng trong khu vực mậu dịch nên sẽ không làm ảnh hưởng đến

cung của hàng hóa phi mậu dịch. Nhưng tài sản nước ngoài tăng lại làm chi tiêu tăng

và tăng cầu hàng hóa phi mậu dịch. Do vậy, Rn sẽ tăng, dẫn đến R tăng trong dài hạn.

12Một tỷ lệ phụ thuộc trẻ càng cao thì càng dẫn đến sự sụt giảm trong tài sản nước ngoài. Vì vậy thu nhập lãi từ nước ngoài sẽ giảm hoặc sẽ có một khoản lợi tức trả cho nước ngoài nếu nền kinh tế chuyển từ vị thế chủ nợ ròng thành vị thế con nợ ròng. Để tạo ra thặng dư thương mại cần đủ để bù đắp mức thu nhập lãi suất thấp từ nước ngoài hoặc những khoản thanh toán với lãi suất cao hơn cho các quốc gia này thì giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch phải giảm xuống dưới mức giá ban đầu của nó, và tỷ giá hối đoái thực cũng vậy. Một nguyên tắc tương tự được áp dụng trong sự hạn chế thanh khoản và đầu tư công.

Kết quả, dấu của OPEN được kì vọng là dương.

4. PHƢƠNG PHÁP THỰC NGHIỆM

Vì NATREX là khái niệm cân bằng dài hạn nên chúng tôi ứng dụng phương pháp

đồng liên kết trong những ước tính của mình. Trước khi kiểm định đồng liên kết,

chúng tôi xem xét tính dừng của những biến trong công thức. Ng và Perron (2001) đã

phát triển bốn phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị (MZa, MZt, MSB và MPT)

bằng cách sử dụng phương pháp bình phương bé nhất tổng quát (GSL) và dữ liệu đã

loại bỏ xu hướng cho một biến. Những kiểm định này có độ tin cậy và những đặc tính

kích cỡ tốt hơn so với kiểm định nghiệm đơn vị ADF thông thường. Vì vậy, phương

pháp này được sử dụng trong nghiên cứu của chúng tôi.

Để xem xét mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến số trong dài hạn, đối với trường

hợp không có điểm gãy, chúng tôi sử dụng phương pháp kiểm định đồng liên kết của

Johansen. Đây là một phương pháp kiểm định khả năng có tồn tại mối quan hệ đồng

liên kết của một số chuỗi thời gian có thuộc tính I(1). Kiểm định này cho phép có thể

xuất hiện nhiều hơn một mối quan hệ đồng liên kết, do đó có tính áp dụng phổ biến

hơn Kiểm định Engle – Granger (vốn dựa trên Dickey – Fuller hay kiểm định Dickey

– Fuller mở rộng) tính unit root trên phần dư từ mô hình quan hệ đồng liên kết đơn lẻ.

Có hai dạng kiểm định Johansen test hoặc dựa vào trace hoặc max-eigenvalue, hai

phương pháp này tương đương nhau. Giả thuyết không cho kiểm tra trace là số vector

đồng liên kết r ≤ a, trong khi số vector đó của giả thuyết không của eigenvalue test là

r = a. Khi kết quả của hai thống kê này có sự khác nhau, nhóm tôi lựa chọn kết quả

dựa vào max-eigenvalue vì theo như nghiên cứu của Banerjee và cộng sự (1986,

1993), thống kê max-eigenvalue đáng tin cậy hơn với những mẫu nhỏ. Giống như

kiểm định unit root, phương trình đồng liên kết có thể có hằng số, xu hướng, cả hai

hoặc không có cả hai. Phương pháp Johansen cũng cung cấp các vecto đồng liên kết

đã chuẩn hóa để thiết lập phương trình đồng liên kết trong dài hạn

Trong mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến số kinh tế có thể xuất hiện các điểm

gãy cấu trúc. Đây là những điểm gãy xuất hiện do sự thay đổi của chính sách, của các

tác nhân kinh tế hay những cú sốc. Nếu sử dụng những kiểm định đồng liên kết tiêu

chuẩn do Engle và Granger (1987) cũng như Johansen (1988, 1991) đề xuất thì không

thể xác định được những mối quan hệ đồng liên kết dưới những điểm gãy cấu trúc.

Chính vì vậy Gregory và Hansen (1996 a, b) đã đề xuất sử dụng kiểm định đồng liên

kết có sử dụng điểm gãy hệ thống trong các vecto đồng liên kết để thay thế cho những

kiểm định đồng liên kết trước kia.

Để xét mối quan hệ đồng liên kết trong trường hợp có một điểm gãy, chúng tôi sử

dụng phương pháp đồng liên kết của Gregory và Hansen (1996) (sau đây ghi là GH).

Phương pháp này có thể kiểm định điểm gãy cấu trúc nội sinh trong mối quan hệ đồng

liên kết. Phương pháp này rất linh hoạt, nó có thể giải quyết điểm gãy thông qua ba

mô hình thay thế, nghĩa là một điểm gãy trong chuỗi gốc (Mô hình C), trong chuỗi

gốc với xu hướng (Mô hình C/T), và trong chuỗi gốc và hệ số độ dốc (Mô hình C/S).

Các mô hình cụ thể như sau:

Mô hình C: gãy trong hệ số chặn

Với là vector của biến phụ thuộc và là một vectơ m của các biến độc lập, là

phần dư và là I(0), là hệ số chặn trước điểm gãy, và thể hiện sự thay đổi hệ số

chặn tại thời điểm xảy ra điểm gãy, là ma trận hệ số độ dốc và n là số quan sát,

là biến giả với

xác định thời điểm thay đổi và [] xác định là hệ số chưa biết trước, với

phần số nguyên.

Tiếp đó, GH đưa ra mộ hình C/T có xét đến điểm gãy trong hệ số chặn và thêm biến

xu thế thời gian t.

Mô hình C/T:

Với là hệ số của biến xu hướng thời gian t.

Một sự thay đổi cấu trúc khác cho phép hệ số vectơ cũng thay đổi. Nó cho thấy mối

quan hệ cân bằng bị thay đổi cũng như biến động song song. Tác giả gọi đó là mô

hình biến động trạng thái C/S (regime shift)

Mô hình C/S:

Trường hợp này và giống như trong mô hình C, là hệ số độ dốc đồng liên kết

trước biến động trạng thái (gãy cấu trúc), thể hiện sự thay đổi trong hệ số độ dốc

khi có gãy cấu trúc.

Trên cơ sở phương pháp GH, Hatemi-J (2008, 2009) (sau đây gọi là HJ) đã mở rộng

phương pháp này để giải quyết hai điểm gãy cấu trúc trong ba mô hình tương ứng. Ba

mô hình này với hai điểm gãy cấu trúc được viết cụ thể như sau:

Mô hình C:

Với là vector của biến phụ thuộc, là vector m của các biến độc lập. Cả hai và

theo như quá trình (1), là phần sai số (error term) và là I(0), thể hiện hệ số chặn

trước sự biến động, và cho thấy sự thay đổi trong hệ số chặn tại thời điểm xảy ra

điểm gãy thứ nhất và thứ hai tương ứng, là hệ số độ dốc, và n là số quan sát. là

biến giả bằng 0 nếu , - và bằng 1 nếu , -, với tham số chưa biết

( ) thể hiện thời điểm của điểm gãy thứ nhất và [ ] thể hiện phần số nguyên. Tương

ứng thì là biến giả và bằng 0 nếu , - và bằng 1 nếu , -, với tham số

chưa biết ( ) thể hiện thời điểm của điểm gãy thứ hai.

Mô hình C/T:

Với là hệ số của biến xu hướng thời gian t.

Mô hình C/S:

Với là hệ số độ dốc trước điểm gãy, và thể hiện sự thay đổi trong độ dốc tại

thời điểm của điểm gãy thứ nhất và thứ hai tương ứng.

Hai phương pháp GH và HJ kiểm định giả thiết không là không có đồng liên kết và

giả thiết đối có đồng liên kết trong sự tồn tại của một (hai) điểm gãy cấu trúc có thể

xảy ra, thể hiện trong ba mô hình trên. Cả hai phương pháp GH và HJ đều thực hiện

ba kiểm định thay thế thống kê của nghiệm đơn vị, là kiểm định ADF, và , trên

chuỗi số dư liên tiếp tương ứng với tất cả những điểm gãy có thể được xem xét trong

cả giai đoạn của toàn bộ mẫu. Vị trí của những giá trị nhỏ nhất trong thống kê chỉ ra

những ngày xảy ra điểm gãy.Trong nghiên cứu của chúng tôi, những điểm gãy được

chọn dựa trên kiểm định thống kê vì GH đề xuất rằng là tốt nhất trong những

trường hợp khác nhau về quy mô và năng lực. Chú ý rằng thống kê của phương pháp

GH và HJ không tuân theo phân phối chuẩn và vì vậy những giá trị tới hạn chuẩn cho

phần dư dựa trên kiểm định đồng liên kết không thể áp dụng được. Trong nghiên cứu

của chúng tôi, chúng tôi sử dụng giá trị tới hạn được đưa ra bởi Gregory và Hansen

(1996) và Hatemi-J (2008, 2009).

5. MÔ TẢ DỮ LIỆU

5.1. Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực REER (R*)

Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực REER được tính như sau:

REER=∑ ( ) ( )

Với: i và j lần lượt là Việt Nam và nước đối tác, là tỷ trọng thương mại, tính bằng

tổng xuất nhập khẩu của Việt Nam với quốc gia j chia cho tổng khối lượng mậu dịch

của Việt Nam, CPI là chỉ số giá tiêu dùng, R là tỷ giá hối đoái danh nghĩa (số nội tệ

trên một USD).

Các giá trị của REER được tính dựa trên rổ gồm 20 đối tác thương mại lớn nhất của

Việt Nam, dữ liệu quy về gốc là tháng 1 năm 1995, số liệu sử dụng theo tính toán của

tiến sĩ Nguyễn Giang Lê trên website của ông

((http://kinhtetaichinh.blogspot.com/2010/07/REER.html).

Với cách tính toán này thì khi REER tăng sẽ thể hiện sự tăng giá của đồng nội tệ.

Nhật Bản Singapore Trung Quốc Hàn Quốc

Australia Bỉ Đức Pháp

Anh Malaysia Philipines Hà Lan

Thái Lan Hoa Kỳ Hong Kong Indonesia

Nga Thụy Sĩ Italia Ấn Độ

Bảng 1. Danh sách 20 đối tác thƣơng mại của Việt Nam để tính REER

5.2 Tỷ lệ thƣơng mại hiệu lực (ET):

Tỷ lệ thương mại hiệu lực ET được đo lường bằng trung bình nhân tỷ lệ thương mại

(TOT) của Việt Nam đối với các đối tác thương mại chính với tỷ trọng thương mại wij

( tính như trong công thức REER).

) ET=∏ (

Với TOT được tính bằng . Chỉ số TOT của Việt Nam và 13 đối tác

thương mại chính được tính từ dữ liệu lấy trên International Financial Statistics (IFS).

Dữ liệu hằng năm được chuyển thành hằng quý theo phương pháp quadratic matching

average.

Nhật Bản Singapore Trung Quốc Anh

Australia Bỉ Đức Pháp

Thái Lan Malaysia Philipines Hà Lan

Bảng 2. Danh sách 13 đối tác thƣơng mại của Việt Nam để tính các chỉ tiêu tƣơng đối

5.3. Năng suất sản xuất (PROD)

Năng suất sản xuất tương đối được tính bằng GDP thực điều chỉnh bằng PPP bình

quân trên lao động của Việt Nam chia cho trung bình trọng số các GDP thực điều

chỉnh bằng PPP bình quân trên lao động của 13 đối tác thương mại chính của Việt

Nam. Trọng số được tính theo GDP thực. Các dữ liệu tính toán được lấy trên IFS. Dữ

liệu hằng năm được chuyển thành hằng quý theo phương pháp quadratic matching

average.

5.4. Tỷ lệ của sự ƣa thích theo thời gian của xã hội (g và gus):

Tỷ lệ của sự ưa thích theo thời gian của xã hội cho Việt Nam (g) và Mỹ (gus). Chỉ số

này được tính bằng tổng chi tiêu của xã hội (chi tiêu của khu vực tư nhân cộng cho chi

tiêu chính phủ) chia cho GNP. Gus là đại diện cho tỷ lệ sự ưa thích theo thời gian của

xã hội của thế giới. Dữ liệu hằng năm được chuyển thành hằng quý theo phương pháp

quadratic matching average.

5.5. Đầu tƣ công của Việt Nam (GI):

Chỉ số đầu tư công được đo lường bằng tỷ số đầu tư công so với tổng đầu tư. Đầu tư

công và tổng đầu tư hằng năm được lấy từ Tổng cục thống kê. Dữ liệu hằng năm được

chuyển thành hằng quý theo phương pháp quadratic matching average.

5.6. Độ mở thƣơng mại (OPEN):

Độ mở thương mại được đo lường bằng tỷ số của tổng xuất nhập khẩu của Việt Nam

chia cho GDP danh nghĩa. Dữ liệu được thu thập từ IFS. Dữ liệu hằng năm được

chuyển thành hằng quý theo phương pháp quadratic matching average.

5.7. Chỉ số phụ thuộc trẻ và già tƣơng đối (DEPY) và (DEPO):

Chúng được định nghĩa lần lượt là tỷ lệ dân số dưới 15 tuổi và dân số trên 65 tuổi chia

cho dân số lao động. Tỷ số phụ thuộc hằng năm của tất cả các nước được lấy từ World

Bank. Tương đối nghĩa là lấy tỷ lệ phụ thuộc của Việt Nam trừ đi cho tỷ lệ phụ thuộc

trung bình trọng số của 13 đối tác thương mại chính. Trọng số được tính theo GDP

thực. Tỷ số phụ thuộc hằng năm được chuyển sang quý theo phương pháp quadratic

matching average.

5.8. Hạn chế thanh khoản (LIQC):

LIQC được đo lường bằng tỷ số giữa tín dụng nội địa của khu vực kinh tế tư nhân đối

với GDP danh nghĩa. Tín dụng nội tệ của khu vực kinh tế tư nhân Việt Nam được lấy

từ IFS. Hạn chế thanh khoản hằng năm được chuyển sang quý theo phương pháp

quadratic matching average.

5.9. Lãi suất thực của Mỹ (rus):

Lãi suất thực của Mỹ được sử dụng để đại diện cho lãi suất thực của thế giới. Lãi suất

thực được tính bằng lãi suất danh nghĩa trái phiếu chính phủ Mỹ kỳ hạn 10 năm trừ đi

cho tỷ lệ lạm phát của Mỹ. Dữ liệu được lấy từ IFS.

6. PHƢƠNG PHÁP CHẠY MÔ HÌNH VÀ KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM

6.1. Chạy mô hình NATREX không xét đến điểm gãy

6.1.1. Bước 1: Kiểm tra tính dừng của các biến

Nhóm nghiên cứu kiểm tra tính dừng của các biến số bằng cách sử dụng kiểm định

nghiệm đơn vị của Ng – Perron (2001). Kiểm định này được thực hiện với tiêu chuẩn

chọn độ trễ tối ưu theo AIC (Akaike Info Criterion). Kiểm định Ng – Perron được

thực hiện với 4 kiểm định thống kê MZa, MZt, MSB, MPT. Nhóm nghiên cứu trình

bày kết quả theo thống kê MZa vì các kết quả kiểm định thống kê này đều cho các kết

quả giống nhau. Các biến đều sử dụng dưới dạng logarithm tự nhiên, ngoại trừ những

biến có đơn vị là % như DEPY, DEPO, rus. Tất cả các kiểm định đều được thực hiện

với độ trễ tối đa là 6. Sau đây là bảng kết quả kiểm định tính dừng.

NG - Peron test (MZa) Biến Chuỗi gốc Sai phân bậc 1

LnREER -4.49872[0] -32.9361***[0]

Lnet -27.8844***[5]

Lnprod -7.58499[5] -6.14471**[4]

Lng -3.39999[2] -10.9712**[3]

Lngi -2.55244[5] -24.1732***[3]

Lngus -171.525***[6]

Lnliqc 0.77456[5] -11.2089**[4]

Lnopen -22.1058**[5]

Rus -12.6847[1] -26.0640***[0]

Rdepo 3.23291[5] -0.22692[4]

Rdepy 3.04436[6] 0.33748[4]

Bảng 3. Kiểm định tính dừng của các biến

(Trong đó, *, **, *** lần lƣợt tƣơng ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.)

Từ những kết quả trên, ta thấy các chuỗi lnREER, lnprod, ng, lngi, rus đều là các

chuỗi dừng ở sai phân bậc 1, còn các chuỗi lngus, lnopen, lnet thì dừng ở chuỗi gốc;

trong khi chuỗi rdepo và rdepy không dừng ở chuỗi gốc và sai phân bậc 1. Theo

phương pháp ước lượng mô hình NATREX thì nhóm nghiên cứu cũng chỉ chấp nhận

đưa vào mô hình ước lượng những chuỗi dừng ở sai phân bậc 1.

6.1.2. Bước 2: Kiểm định đồng liên kết đối với các chuỗi I(1) và ƣớc lƣợng mô hình

cân bằng trong dài hạn sử dụng kiểm định đồng liên kết của Johansen.

Trường hợp 1: Nếu biến sự ưa thích theo thời gian của xã hội ở Việt Nam là

biến ngoại sinh, thì các nhân tố cơ bản Z trong mô hình NATREX ở Việt Nam sẽ gồm

các biến sau:

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized

Trace

0.05

No. of CE(s)

Eigenvalue

Statistic

Critical Value

Prob.**

None *

0.406619

88.15922

76.97277

0.0055

At most 1

0.242903

53.71261

54.07904

0.0539

At most 2 *

0.203691

35.34721

35.19275

0.0481

At most 3 *

0.182962

20.31456

20.26184

0.0492

At most 4

0.100330

6.977991

9.164546

0.1276

Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

LnREER = lnREER*(lnprod, lng, lngi, rus)

Bảng 4. Kiểm định đồng liên kết Johansen trƣờng hợp không có gãy thứ nhất

Bảng kết quả cho thấy có 1 đồng liên kết trong mối quan hê của các biến độc lập đối

với biến phụ thuộc (lnREER). Điều này cho thấy có một mối quan hệ cân bằng dài

hạn giữa lnREER với các biến độc lập

Trường hợp 2: Nếu biến sự ưa thích theo thời gian của xã hội ở Việt Nam là

một biến nội sinh (được xác định bởi các biến cơ bản như biến nhân khẩu học DEPO

và DEPY, và sự hạn chế thanh khoản LIQC), thì các nhân tố cơ bản Z trong mô hình

NATREX ở Việt Nam sẽ gồm các biến sau:

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Hypothesized

Max-Eigen

0.05

No. of CE(s)

Eigenvalue

Statistic

Critical Value

Prob.**

None *

0.492074

44.70972

34.80587

0.0024

At most 1

0.265085

20.32802

28.58808

0.3875

At most 2

0.212438

15.76169

22.29962

0.3155

At most 3

0.150839

10.79145

15.89210

0.2676

At most 4

0.048319

3.268689

9.164546

0.5317

Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

LnREER = lnREER*(lnprod, lnliqc, lngi, rus)

Bảng 5. Kiểm định đồng liên kết Johansen trƣờng hợp không gãy thứ 2

Bảng kết quả cho thấy có 1 đồng liên kết trong mối quan hê của các biến độc lập đối

với biến phụ thuộc (lnREER). Điều này cho thấy có một mối quan hệ cân bằng dài

hạn giữa lnREER với các biến độc lập.

6.1.3. Bước 3: Khi có mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến, ta thực hiện ƣớc lƣợng

phƣơng trình theo vecto đồng liên kết Johansen để thể hiện mối cân bằng trong dài

hạn của các biến

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LNREER

LNPROD

LNGI

LNG

RUS

1.000000

-0.724797

-0.679102

-0.193291

-0.025156

-2.121321

(0.09254)

(0.11037)

(0.16754)

(0.00476)

(0.27126)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LNREER)

-0.128945

(0.11471)

 Trường hợp 1: Kết quả mô hình

Vậy phương trình của trường hợp 1 như sau:

LnREER = 2.1213 + 0.7248lnprod + 0.6791lngi + 0.1933lng + 0.025rus

(0.27126) (0.09254) (0.11037) (0.16754) (0.00476)

Sai số chuẩn nằm trong dấu ngoặc đơn. Theo mô hình này thì g không có ý nghĩa

thống kê, đồng thời dấu của g cũng không đúng như dự đoán. Do vậy, nhóm loại

trường hợp này.

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LNREER

LNPROD

LNGI

LNLIQC

RUS

1.000000

-0.978568

-0.454420

0.128411

-0.018067

-2.439527

(0.10285)

(0.06041)

(0.02663)

(0.00309)

(0.23122)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LNREER)

-0.307131

(0.14443)

 Trường hợp 2: Kết quả mô hình

Vậy phương trình của trường hợp 2 như sau:

(0.23122) (0.10285) (0.06041) (0.02663) (0.00309)

LnREER = 2.4395 + 0.9786lnprod + 0.4544lngi + -0.1284lnliqc + 0.018rus

Phương trình trên có các hệ số đều đúng dấu dự đoán và có ý nghĩa thống kê. Do vậy,

nhóm sẽ sử dụng bộ biến này cho các tính toán tiếp theo. Hệ số điều chỉnh trong

phương trình trên âm và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5% cho thấy sự điều

chỉnh động về mức cân bằng trong dài hạn của tỷ giá hối đoái thực.

Vậy ta có phương trình NATREX trong dài hạn như sau:

LnREER = 2.4395 + 0.9786lnprod + 0.4544lngi + -0.1284lnliqc + 0.018rus

6.1.4. Bước 4: Tính NATREX và tính độ sai lệch

Tính NATREX dựa vào phương trình đã chạy ra ở trên. Sau đó tính độ sai lệch bằng

công thức: (REER-NATREX)/NATREX*100. Kết quả như sau:

Hình 3. NATREX và REER trƣờng hợp không gãy

15.00%

10.00%

5.00%

0.00%

1 Q 5 9 9 1

4 Q 5 9 9 1

3 Q 6 9 9 1

2 Q 7 9 9 1

1 Q 8 9 9 1

4 Q 8 9 9 1

3 Q 9 9 9 1

2 Q 0 0 0 2

1 Q 1 0 0 2

4 Q 1 0 0 2

3 Q 2 0 0 2

2 Q 3 0 0 2

1 Q 4 0 0 2

4 Q 4 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

2 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

4 Q 7 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

2 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

4 Q 0 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

-5.00%

-10.00%

Hình 4. Mức độ định giá sai khi không xét đến điểm gãy

6.2. Chạy mô hình NATREX có một điểm gãy

6.2.1. Bước 1: Kiểm tra tính dừng của các biến

Sử dụng kết quả kiểm định tính dừng như trong trường hợp không gãy

6.2.2. Bước 2: Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết cho phép một điểm gãy nội sinh

bằng phƣơng pháp GH

Model C

Model C/T

Model C/S

Zt test stat

Break date

Zt test stat Break date

Zt test stat

Break date

2009Q1

1997Q4

2008Q1

-4.839441

-5.237838

-5.537878

Trường hợp 1: khi biến sự ưa thích theo thời gian của xã hội là biến ngoại sinh:

Bảng 6. Kiểm định đồng liên kết có một điểm gãy GH cho trƣờng hợp 1

Model C

Model C/T

Model C/S

Trường hợp 2: khi biến sự ưa thích theo thời gian của xã hội là biến nội sinh:

Zt test stat

Break date

Zt test stat

Break date

Zt test stat

Break date

2007Q4

1997Q4

2008Q1

-5.034574

-5.358257

-6.525313**

Bảng 7. Kiểm định đồng liên kết có một một điểm gãy GH cho trƣờng hợp 2

Ghi chú: Chƣơng trình Eviews đƣợc sử dụng để tìm giá trị kiểm định thống kê Zt. Giá trị tới

hạn của kiểm định GH trong mô hình C là -5.31, -5.56, và -6.05, trong mô hình C/T là -5.59,

-5.83 và -6.36; cho mô hình C/S là -6.17, -6.41 và -6.92. Giá trị tới hạn cho các mức ý nghĩa

10%, 5% và 1% tƣơng ứng và đƣợc tính từ Gregogy và Hansen 1996. *,** và *** chỉ các

mức ý nghĩa tƣơng ứng của 10%, 5%, 1%.

Kết quả:

 Trong trƣờng hợp 1: Giả thuyết 0: không có đồng liên kết đều được chấp

nhận trong mô hình C, C/T và C/S. Do vậy, không thể có được kết quả xác đáng khi

sử dụng bộ biến với biến sự ưa thích theo thời gian của xã hội là ngoại sinh (g)

 Trong trƣờng hợp 2: Giả thuyết 0: không có đồng liên kết bị bác bỏ trong mô

hình C/S ở mức ý nghĩa 5%, điểm gãy là vào quý 1 năm 2008. Trong mô hình này,

các biến đều có dấu đúng và có ý nghĩa thống kê. Do vậy, chúng tôi sử dụng kết quả

này để ước lượng mô hình NATREX trong trường hợp có một điểm gãy nội sinh.

6.2.3. Bước 3: Ƣớc lƣợng mô hình, tính NATREX và xác định độ sai lệch:

Dependent Variable: LNREER

Method: Least Squares

Date: 03/31/13 Time: 09:24

Sample: 1995Q1 2011Q4

Included observations: 68

Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=3)

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

2.442768

0.279173

8.750002

0.0000

LNPROD

1.023552

0.124719

8.206847

0.0000

LNGI

0.355199

0.040650

8.737923

0.0000

LNLIQC

-0.184356

0.029029

-6.350833

0.0000

RUS

0.020223

0.004058

4.983903

0.0000

DUMMY

-3.385369

0.319096

-10.60924

0.0000

DUMMY*LNPROD

-1.748669

0.179836

-9.723705

0.0000

DUMMY*LNGI

0.295834

0.167390

1.767334

0.0823

DUMMY*RUS

-0.051386

0.008826

-5.822102

0.0000

R-squared

0.835214 Mean dependent var

0.079698

Adjusted R-squared

0.812870 S.D. dependent var

0.068631

S.E. of regression

0.029689 Akaike info criterion

-4.073359

Sum squared resid

0.052004 Schwarz criterion

-3.779601

Log likelihood

147.4942 F-statistic

37.38001

Durbin-Watson stat

1.542236 Prob(F-statistic)

0.000000

Kết quả mô hình C/S như sau:

Mô hình này đã được kiểm định các hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi

và đều vượt qua các kiểm định này với mức ý nghĩa 5%.

Vậy phương trình C/S như sau:

lnREER = 2.4427-3.3854D+1.0235lnprod -0.1845lnliqc + 0.3552lngi + 0.020rus –

1.7487D*lnprod + 0.2958D*lngi – 0.0514D*rus

Kết quả của NATREX tính theo mô hình trên:

1.4

1.2

0.8

reer

0.6

natrex chinh

0.4

0.2

2 Q 3 0 0 2

1 Q 5 9 9 1

4 Q 5 9 9 1

3 Q 6 9 9 1

2 Q 7 9 9 1

1 Q 8 9 9 1

4 Q 8 9 9 1

3 Q 9 9 9 1

2 Q 0 0 0 2

1 Q 1 0 0 2

4 Q 1 0 0 2

3 Q 2 0 0 2

1 Q 4 0 0 2

4 Q 4 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

2 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

4 Q 7 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

2 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

4 Q 0 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

10.00%

8.00%

6.00%

4.00%

2.00%

0.00%

-2.00%

1 Q 5 9 9 1

4 Q 5 9 9 1

3 Q 6 9 9 1

2 Q 7 9 9 1

1 Q 8 9 9 1

4 Q 8 9 9 1

3 Q 9 9 9 1

2 Q 0 0 0 2

1 Q 1 0 0 2

4 Q 1 0 0 2

3 Q 2 0 0 2

2 Q 3 0 0 2

1 Q 4 0 0 2

4 Q 4 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

2 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

4 Q 7 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

2 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

4 Q 0 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

-4.00%

-6.00%

-8.00%

Hình 5. NATREX và REER trƣờng hợp có một điểm gãy

Hình 6. Mức độ định giá sai khi xét đến một điểm gãy

6.3. Chạy mô hình NATREX có hai điểm gãy

6.3.1. Bước 1: Kiểm định tính dừng

Thực hiện tương tự như trong hai phần trên

6.3.2. Bước 2: Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết cho phép hai điểm gãy nội sinh

bằng phƣơng pháp Hatemi-J.

Do sự không phù hợp của biến sự ưa thích theo thời gian của xã hội ngoại sinh g trong

Model C

Model C/T

Model C/S

Zt test stat

Break dates

Zt test stat

Break dates

Zt test stat

Break dates

-6.237

-6.266

-8.325**

2002q2,

1997q4,

2002q2,

2006q4

1999q4

2005q3

hai phần trên, nên nhóm chỉ kiểm định cho bộ biến Z (lnprod, lngi, lnliqc, rus)

Bảng 8. Kiểm định đồng liên kết có hai điểm gãy HJ

Chú thích: Chƣơng trình GAUSS đƣợc sử dụng để tính toán kiểm định thống kê Zt từ Hatemi

– J (2009), Đặc biệt, mức tinh chỉnh đƣợc thiết lập bằng 0.2, và độ dài các khoảng trễ tối đa

là 6. Giá trị tới hạn của mô hình C/S là -7.705, -7.903, và -8.353. Các giá trị tới hạn đƣợc

tính toán từ mô hình của Hatemi-J ( 2008 ) tại các mức ý nghĩa tƣơng ứng là 10%, 5% và

1%, Những giá trị tới hạn cho mô hình C và C/T thì không có sẵn từ mô hình Hatemi – J

(2008). Giá trị tới hạn xấp xỉ ở mức ý nghĩa 10% cho mô hình C và C/T lần lƣợt là 6.63, và

6.98 tƣơng ứng. Những giá trị tới hạn xấp xỉ này đƣợc dựa trên sự so sánh các giá trị tới hạn

đƣợc báo cáo bởi Gregogy và Hansen (1996) và Hatemi – J (2008). *, **, và *** chỉ các

mức ý nghĩa tƣơng ứng 10%, 5%, và 1%.

Kết quả:

Giả thuyết H0: không có đồng liên kết bị bác bỏ trong mô hình C/S ở mức ý nghĩa 5%,

điểm gãy là vào quý 2 năm 2002 và quý 3 năm 2005.

Dependent Variable: Y

Method: Least Squares

Date: 03/26/13 Time: 23:04

Sample: 1995Q1 2011Q4

Included observations: 68

Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=3)

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.0212

2.971608

1.251003

2.375381

0.1376

-3.171714

2.103961

-1.507497

0.5738

0.961116

1.698362

0.565908

0.0359

LNPROD

1.253504

0.582118

2.153351

0.5379

LNGI

0.250609

0.404167

0.620064

0.0000

LNLIQC

-0.187442

0.029996

-6.248921

0.0746

RUS

0.019248

0.010582

1.818962

0.0895

LNPROD*D1

-2.158213

1.247864

-1.729526

0.1168

LNGI*D1

1.845552

1.157623

1.594259

0.0518

LNLIQC*D1

1.565872

0.787118

1.989375

0.1687

RUS*D1

-0.048317

0.034624

-1.395452

0.2496

LNPROD*D2

1.245104

1.069661

1.164017

0.0418

LNGI*D2

-2.152724

1.031809

-2.086359

0.0649

LNLIQC*D2

-1.487122

0.788981

-1.884865

0.8081

RUS*D2

0.008227

0.033707

0.244062

0.079698

R-squared

0.830183 Mean dependent var

0.068631

Adjusted R-squared

0.785325 S.D. dependent var

-3.866812

S.E. of regression

0.031799 Akaike info criterion

-3.377214

Sum squared resid

0.053592 Schwarz criterion

18.50714

Log likelihood

146.4716 F-statistic

0.000000

Durbin-Watson stat

1.457220 Prob(F-statistic)

6.3.3. Bước 3: Ƣớc lƣợng mô hình

Trong mô hình này, gần một nửa hệ số (7 trong số 15) không có ý nghĩa thống kê. Các

điểm gãy cũng không có ý nghĩa kinh tế. Do vậy, nhóm không sử dụng kết quả mô

hình NATREX hai điểm gãy cho Việt Nam.

6.4. So sánh kết quả hai trƣờng hợp giữa có gãy và không có gãy

Vậy ta có được hai phương trình xác định mô hình NATREX ở Việt Nam, một cho

trường hợp không có điểm gãy và một cho trường hợp có một điểm gãy. Trong hai

phương trình này, các nhân tố cơ bản tác động đến tỷ giá hối đoái thực là năng suất

sản xuất (prod), đầu tư công của chính phủ (GI), hạn chế thanh khoản (liqc) và lãi suất

thế giới (rus). Trong đó năng suất sản xuất, đầu tư công của chính phủ, và lãi suất thế

giới có tác động dương lên tỷ giá hối đoái thực, còn hạn chế thanh khoản thì có tác

động âm lên tỷ giá hối đoái thực. So sánh NATREX tính được trong hai trường hợp,

1.4

1.2

0.8

natrex

0.6

reer

natrex gay

0.4

0.2

ta có hình sau:

Hình 7. NATREX và REER trong trƣờng hợp có điểm gãy và không có điểm gãy

15.00%

10.00%

5.00%

0.00%

2 Q 0 0 0 2

1 Q 5 9 9 1

4 Q 5 9 9 1

3 Q 6 9 9 1

2 Q 7 9 9 1

1 Q 8 9 9 1

4 Q 8 9 9 1

3 Q 9 9 9 1

1 Q 1 0 0 2

4 Q 1 0 0 2

3 Q 2 0 0 2

2 Q 3 0 0 2

1 Q 4 0 0 2

4 Q 4 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

2 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

4 Q 7 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

2 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

4 Q 0 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

-5.00%

-10.00%

10.00%

8.00%

6.00%

4.00%

2.00%

0.00%

-2.00%

4 Q 7 0 0 2

1 Q 5 9 9 1

4 Q 5 9 9 1

3 Q 6 9 9 1

2 Q 7 9 9 1

1 Q 8 9 9 1

4 Q 8 9 9 1

3 Q 9 9 9 1

2 Q 0 0 0 2

1 Q 1 0 0 2

4 Q 1 0 0 2

3 Q 2 0 0 2

2 Q 3 0 0 2

1 Q 4 0 0 2

4 Q 4 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

2 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

2 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

4 Q 0 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

-4.00%

-6.00%

-8.00%

Hình 8. Mức độ định giá sai khi không xét đến điểm gãy

Hình 9. Mức độ định giá sai khi có xét đến điểm gãy

Nhận xét:

Theo như kết quả của hai cách tính NATREX có điểm gãy và không có điểm gãy trên

thì trong giai đoạn trước điểm gãy (quý 1 năm 2008), hai tỷ giá này di chuyển khá sát

với nhau. Tuy nhiên, hai tỷ giá này cũng có sự khác biệt. Cụ thể:

Từ đầu năm 1995 cho đến quý 1 năm 1997: -

 Theo phương pháp NATREX không xét đến điểm gãy thì REER đã bị định giá

cao.

 Theo phương pháp NATREX có xét đến điểm gãy thì REER có lúc bị định giá

cao, có lúc bị định giá thấp.

Từ quý 2 năm 1997 đến đầu năm 2008, mức sai lệch của REER tính theo hai -

phương pháp NATREX đều cho kết quả như nhau, cụ thể:

Từ quý 2 năm 1997 đến quý 4 năm 1998: biến động của REER có lúc cao lúc thấp.

Nhưng từ khoảng đầu năm 1999 đến quý 2 năm 2002, tỷ giá hầu hết được định giá

cao. Sau đó, tỷ giá đã bị định giá thấp liên tục cho tới đầu năm 2008. Kết quả này

cũng phù hợp với các bài nghiên cứu trước đây về tỷ giá cân bằng của Việt Nam tính

theo các phương pháp khác trong giai đoạn 2000-2010, như bài nghiên cứu “Mức độ

sai lệch tỷ giá ở Việt Nam: cách tiếp cận kinh tế lượng” của tác giả Vũ Quốc Huy, Vũ

Phạm Hải Đăng và Nguyễn Thị Thu Hằng.

Tuy nhiên, từ năm 2008 trở đi, có một sự khác biệt rõ rệt giữa NATREX xác -

định theo phương pháp có điểm gãy và không có điểm gãy. Cụ thể:

 Theo phương pháp xác định NATREX không có điểm gãy thì từ năm 2008, tỷ

giá đã bị định giá cao bất thường cho đến cuối năm 2009. Từ năm 2010 đến cuối năm

2011, REER có lúc được định giá cao, và về cuối giai đoạn thì có xu hướng bị định

giá thấp.

 Theo phương pháp NATREX có điểm gãy thì từ năm 2008, REER biến động

thất thường, có lúc bị định giá cao, có lúc bị định giá thấp, nhưng mức độ định giá sai

so với NATREX có điểm gãy là nhỏ hơn. Xét trung bình năm 2008 thì REER đã bị

định giá cao 2.83%.

Qua sự so sánh trên, chúng tôi quyết định sử dụng mô hình NATREX có điểm gãy

cho Việt Nam vì lý do sau: năm 2008 là năm có nhiều biến động của nền kinh tế Việt

Nam nói riêng và thế giới nói chung. Đặc biệt, năm 2008 cũng đánh dấu sự biến động

lớn trong tỷ giá hối đoái của Việt Nam. Trong năm 2008, đã có những biến động

mạnh của tỷ giá do lạm phát tăng cao trong nửa đầu năm và cuộc khủng hoảng kinh tế

thế giới đã bắt đầu tác động tới nền kinh tế Việt Nam vào nửa cuối năm 2008. Từ giữa

năm 2008, cùng với sự suy thoái kinh tế, luồng FII vào Việt Nam đã bắt đầu đảo

chiều, dẫn đến sự sụt giảm giá trị đồng nội tệ. Do đó, trong năm 2008, so với kết quả

tỷ giá bị định giá cao bất thường với tổng mức định giá sai cả năm khoảng 30% của

mô hình NATREX không gãy thì chúng tôi nghiêng về kết quả REER có lúc bị định

giá cao vào quý 3 và sau đó bị định giá thấp vào quý 4 của mô hình NATREX có một

điểm gãy hơn.

Theo kết quả của mô hình NATREX có một điểm gãy ở Việt Nam thì:

Từ quý 1 năm 1995 đến quý 3 năm 1997, có sự gia tăng trong giá trị thực tế của

REER. Tuy nhiên, NATREX cũng gia tăng nhanh trong giai đoạn này, do sự gia tăng

trong năng suất sản xuất prod và đầu tư công của chính phủ GI. NATREX thì cao hơn

REER, vì thế có sự định giá thấp của VND trong thời kỳ này với tỷ lệ định giá sai

trung bình là 1.22% mỗi quý.

Từ quý 4 năm 1997 đến quý 1 năm 2002, mức sai lệch có khi âm khi dương nhưng đa

phần là REER đã bị định giá cao. NATREX và REER trong thời kỳ này đều sụt giảm

nhưng NATREX có sự sụt giảm nhanh hơn, đặc biệt là từ quý 3 năm 2000, do sự sụt

giảm trong đầu tư công GI, lãi suất nước ngoài rus và sự nới lỏng hạn chế thanh khoản

(liqc tăng). Do vậy, REER nằm phía trên NATREX và VND được định giá cao. Từ

quý 2 năm 2002 đến quý 1 năm 2004, có một sự định giá thấp liên tục của VND.

Nhưng từ quý 2 năm 2004 đến quý 4 năm 2005 lại có một sự định giá cao Việt Nam

đồng. NATREX trong giai đoạn này nằm trên REER do sự gia tăng trong năng suất

sản xuất và gia tăng trong rus. Từ quý 1 năm 2006 đến hết năm 2007, mức định giá sai

đổi dấu liên tục, tuy nhiên đa số cho thấy trong giai đoạn này VND đã bị định giá

thấp, với mức định giá thấp trung bình là 1.17%/quý.

Từ năm 2008 đến hết năm 2011, mức định giá sai cũng có lúc cao lúc thấp. Tuy nhiên,

trung bình trong giai đoạn này thì VND đã bị định giá cao, với tổng mức định giá sai

cả giai đoạn là 2.91%.

Như vậy, có thể thấy các kết luận từ mô hình NATREX cho Việt Nam khá tương đồng

với các kết quả trước đây của các nghiên cứu về tỷ giá cân bằng của Việt Nam theo

phương pháp BEER. Tuy nhiên, một điểm đáng lưu ý là mức định giá sai theo phương

pháp NATREX thấp hơn nhiều so với phương pháp BEER. Ví dụ như so sánh với bài

nghiên cứu “Tỷ giá hối đoái giai đoạn 2000-2010, mức độ sai lệch và tác động đối với

xuất khẩu” của Ủy ban Kinh tế của Quốc hội và UNDP tại Việt Nam thì mức định giá

sai của tỷ giá hối đoái thực như sau:

Hình 10.Tổng mức định giá sai của tỷ giá thực giai đoạn 2000-2010 theo phƣơng pháp BEER

Có thể thấy mức định giá sai của tỷ giá hối đoái thực theo phương pháp BEER khá

cao, có lúc vượt quá 20% trong một quý. Trong khi đó, mức định giá sai tính theo

phương pháp NATREX thì thấp hơn nhiều và hầu như không vượt quá 10% trong bất

kỳ quý nào. Mà phương pháp BEER chỉ xác định mức tỷ giá cân bằng trong ngắn hạn

cũng như sử dụng các giá trị hiện hành của các nhân tố kinh tế cơ bản chứ không phải

giá trị ở trạng thái toàn dụng lao động, tức có xét đến yếu tố chu kỳ và đầu cơ. Do vậy,

kết quả này đã cho thấy, khi loại bỏ yếu tố chu kỳ và đầu cơ, cũng như xét đến tỷ giá

hối đoái cân bằng trong dài hạn thì mức độ sai lệch giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực

REER và tỷ giá hối đoái thực cân bằng sẽ giảm đi.

7. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Bài viết này nghiên cứu về yếu tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân

bằng của Việt Nam và nghiên cứu mức độ sai lệch tương ứng trong suốt thời kì từ

1995-2011. Bài nghiên cứu này có một số đóng góp về lý thuyết và thực nghiệm như

sau. Đầu tiên, chúng tôi mở rộng mô hình NATREX gốc và lần đầu tiên áp dụng nó

cho Việt Nam. Thứ hai, để nắm bắt tác động của những sự kiện kinh tế và chính trị

đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cân bằng trong thời gian gần đây, chúng tôi sử dụng

kiểm định đồng liên kết cho phép các điểm gãy cấu trúc nội sinh.

Những kết quả thực nghiệm chính trong cuộc nghiên cứu được tóm tắt như sau. Nhóm

nghiên cứu đã tìm thấy một mối tương quan đồng liên kết có ý nghĩa giữa các nhân tố

trong mô hình với tỷ giá hối đoái thực hiệu lực, do đó cung cấp sự hỗ trợ cho mô hình

NATREX lý thuyết. Trong mối quan hệ đồng liên kết, chúng tôi tìm thấy một điểm

gãy cấu trúc vào quý 1 năm 2008, khi nền kinh tế Việt Nam trải qua những bất ổn do

sự tăng trưởng nóng và ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế thế giới. Những yếu tố cơ

bản có ảnh hưởng đáng kể đến NATREX là năng suất sản xuất, hạn chế thanh khoản,

lãi suất thực của thế giới và đầu tư công. Việt Nam đồng đã được định giá quá cao cho

hầu hết các giai đoạn, ngoại trừ sự định giá thấp trong các giai đoạn quý 4 năm 1997-

quý 1 năm 2002, quý 2 năm 2004-quý 4 năm 2005, từ năm 2008-2011. Tuy nhiên,

những tỷ lệ định giá sai nhỏ hơn so với những báo cáo của các nghiên cứu trước đây.

Ý nghĩa của chính sách từ kết quả của chúng tôi là quan tâm đến chính sách hướng tới

sự linh hoạt hơn trong chế độ tỷ giá hối đoái. Hiện Việt Nam đang thực hiện chế độ

neo tỷ giá theo đồng USD với biên độ được điều chỉnh. Tuy nhiên, việc cố định đồng

tiền theo đồng USD gây ra sự cứng nhắc cho tỷ giá cũng như sự phụ thuộc của tỷ giá

hối đoái ở Việt Nam vào sự biến động của USD, khiến cho tỷ giá hối đoái thực khó

hội tụ về mức cân bằng. Trong bối cảnh hiện nay, khi nền kinh tế ngày càng hội nhập,

dù chúng ta chưa hoàn toàn tự do hóa tài khoản vốn, sự dễ dàng trong luân chuyển

vốn đã đặt ra thách thức mới đối với việc điều hành chính sách “bộ ba bất khả thi”.

Những năm gần đây, từ 2004 đến nay, cũng đánh dấu sự lên giá thực tế mạnh mẽ của

VND do tỷ giá danh nghĩa được giữ tương đối cứng nhắc và sự mất giá danh nghĩa

vào cuối năm 2008 và 2009 không bù đắp được chênh lệch lớn trong lạm phát giữa

Việt Nam và Mỹ. Gắn liền với tình trạng lên giá thực tế này là sự giảm sút sức cạnh

tranh của Việt Nam trên thị trường quốc tế so với các quốc gia khác. Do vậy, Việt

Nam nên xây dựng kế hoạch chuyển đổi sang một cơ chế tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn.

Trong thời điểm hiện tại, thả nổi tỷ giá không phải là một lựa chọn tốt cho Việt Nam

vì độ mở của nền kinh tế Việt Nam rất cao trong khi thị trường tài chính lại chưa hoàn

chỉnh, khó chống đỡ với các của sốc từ bên ngoài, do đó có thể làm tỷ giá biến động

quá mức. Hơn nữa, tâm lý niềm tin của người dân cũng như nhà đầu tư đối với thị

trường Việt Nam cũng chưa ổn định nên cần phải có một chiếc neo tỷ giá để tạo sự

yên tâm cho các nhà đầu tư. Để từng bước tạo sự linh hoạt hơn cho tỷ giá, bước đầu

có thể chuyển việc neo giữ đồng nội tệ theo USD sang neo giữ theo một rổ tiền tệ.

Thống kê cũng cho thấy tỷ lệ giao thương giữa Việt Nam và Hoa Kỳ cũng có giảm

dần, cùng với đó là sự tăng lên về tầm quan trọng của các đối tác thương mại khác

như EU, Trung Quốc, Nhật bản, ASEAN. Do vậy, sự linh hoạt hơn của tỷ giá hối đoái

đòi hỏi việc thêm vào các đồng tiền khác để hình thành rổ tiền tệ chuẩn cho neo giữ tỷ

giá.

Sơ bộ

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

CHND Trung Hoa

11.06%

12.82%

13.19%

12.55%

14.69%

14.52%

16.38%

17.79%

17.54%

Hoa Kỳ

11.19%

10.54%

9.81%

10.43%

10.60%

10.13%

11.11%

11.46%

10.54%

Nhật Bản

12.97%

12.14%

12.16%

11.74%

11.03%

11.65%

10.37%

10.66%

10.40%

CHLB Đức

3.24%

3.01%

2.52%

2.79%

2.84%

2.48%

2.60%

2.62%

2.73%

Ma-lai-xi-a

3.04%

3.15%

3.30%

3.23%

3.45%

3.23%

3.41%

3.51%

3.32%

Ô-xtrây-li-a

3.74%

4.01%

4.65%

5.72%

4.37%

3.98%

2.70%

2.64%

2.28%

Vương quốc Anh

2.15%

2.12%

1.73%

1.63%

1.50%

1.37%

1.32%

1.40%

1.49%

In-đô-nê-xi-a

2.24%

1.91%

1.69%

2.33%

2.25%

1.73%

1.74%

2.13%

2.26%

Xin-ga-po

8.59%

8.73%

9.25%

9.54%

8.85%

8.43%

7.16%

3.96%

4.26%

ĐKHC Hồng Công

2.99%

2.49%

2.29%

2.24%

2.28%

2.45%

2.48%

1.48%

1.56%

(TQ)

Hà Lan

1.80%

1.30%

1.40%

1.44%

1.52%

1.60%

1.62%

1.41%

1.38%

Đài Loan

6.47%

6.42%

6.38%

5.81%

6.34%

5.93%

5.11%

4.76%

5.12%

Bảng 9. Tỷ trọng thƣơng mại của Việt Nam đối với một số đối tác giai đoạn 2003 - 2011

(Nguồn: Tổng cục thống kê và tính toán của nhóm)

Bài nghiên cứu này vẫn còn chưa hoàn chỉnh và kết quả cần phải kiểm tra thêm, bao

gồm việc xây dựng mô hình và lựa chọn các biến số. Tuy nhiên, kết quả này cũng cho

thấy còn có nhiều vấn đề cần phải tìm hiểu thêm và phân tích sâu hơn về cách thức

quản lý tỷ giá cũng như xác định cơ chế tỷ giá phù hợp cho Việt Nam. Hướng phát

triển tiếp theo của đề tài có thể là phân tích, so sánh các tác động lợi và hại khi neo

đồng tiền Việt Nam theo USD và xây dựng rổ tiền tệ hợp lý để neo đồng tiền Việt

Nam. Ngoài ra, cũng có thể phân tích mức định giá sai tỷ giá thực sẽ tác động thế nào

đến hoạt động xuất nhập khẩu của Việt Nam.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tài liệu nƣớc ngoài:

Bashir Ahmad Fida, Syed Zulfiqar Ali Shah and Muhammd Zakaria. (2012).

“Estimating Equilibrium Real Exchange Rate Through NATREX Approach: A Case

of Pakistan”.J. Basic. Appl. Sci. Res., 2(4)3642-3645, 2012.

Daiki Maki. (2012). “Tests for cointegration allowing for an unknown number

of breaks”. Economic Modelling 29 (2012) 2011–2015.

Gregory, A.W., Hansen, B.E., 1996a. “Residual-based tests for cointegration in

modelswith regime shifts”. Journal of Econometrics 70, 99–126.

Stein, J. L. (1995). “The Fundamental Determinants of the Real Exchange Rate

of the U.S. Dollar Relative to Other G-7”.

Stein, J. L. (1995). “The natural real exchange rate of the US dollar, and

determinants of capital flows”. In J. L. Stein, P. R. Allen, & Associates

(Eds.),Fundamental Determinants of Exchange Rates. New York: Oxford University

Press.

You, K & Sarantis, N. (2008). “An extendedNATREXmodel for

China”.Discussion Paper No 2008-2. Centre for International Capital Markets,

London Metropolitan Business School, London Metropolitan University.

You, K & Sarantis, N. (2012). “A twelve-area model for the equilibrium

Chinese Yuan/US dollar nominal exchange rate”. Journal of International Financial

Markets,Institutions and Money, 22(1), 151–170.

You, K & Sarantis, N. (2012). “Structural breaks and the equilibrium real

effective exchange rate of China: A NATREX approach”.China Economic Review 23

(2012) 1146–1163.

Tài liệu tiếng việt:

Vũ Quốc Huy, Nguyễn Thị Thu Hằng và Vũ Phạm Hải Đăng ( 2011 ). “Tỷ giá

hối đoái giai đoạn 2000-2011: Mức độ sai lệch và tác động đối với xuất khẩu”

TS. Hạ Thị Thiều Dao và ThS. Phạm Thị Bình Minh. “Chênh lệch tỷ giá hối

đoái thực đa phương và tỷ giá thực đa phương cân bằng của Việt Nam”

Adrian C.Hayes, Nguyễn Đình Cử, Vũ Mạnh Lợi ( 2009 ). “Dân số và phát

triển tại Việt Nam : Hướng tới một chiến lược 2011 – 2020”

Nguyen Ngoc Anh & Nguyen Thang ( 2007 ). “Foreign direct investment in

Vietnam: An overview and analysis the determinants of spatial distribution across

provinces”

Thu Thi Hoang. “Determinants Of Foreign Direct Investment In Vietnam”

Đề tài nghiên cứu khoa học: Điểm gãy cấu trúc và mô hình tỷ giá thực hiệu lực cân bằng ở Việt Nam - Phương pháp Natrex

Mã số: …………….

TÊN CÔNG TRÌNH:

ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC VÀ MÔ HÌNH TỶ GIÁ THỰC HIỆU LỰC CÂN BẰNG Ở VIỆT NAM – PHƢƠNG PHÁP NATREX

Ghi chú: Chƣơng trình Eviews đƣợc sử dụng để tìm giá trị kiểm định thống kê Zt. Giá trị tới

Chú thích: Chƣơng trình GAUSS đƣợc sử dụng để tính toán kiểm định thống kê Zt từ Hatemi

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok

Đề tài nghiên cứu khoa học: Điểm gãy cấu trúc và mô hình tỷ giá thực hiệu lực cân bằng ở Việt Nam - Phương pháp Natrex

Mã số: …………….

TÊN CÔNG TRÌNH:

ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC VÀ MÔ HÌNH TỶ GIÁ THỰC HIỆU LỰC CÂN BẰNG Ở VIỆT NAM – PHƢƠNG PHÁP NATREX

Ghi chú: Chƣơng trình Eviews đƣợc sử dụng để tìm giá trị kiểm định thống kê Zt. Giá trị tới

Chú thích: Chƣơng trình GAUSS đƣợc sử dụng để tính toán kiểm định thống kê Zt từ Hatemi

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok