BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH
VƯƠNG MỸ TRINH
MỐI QUAN HỆ PHI TUYẾN GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC HIỆU LỰC VÀ CÁC YẾU TỐ KINH TẾ CƠ BẢN. BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM VÀ MALAYSIA
Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân Hàng
Mã số: 60340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:
PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2015
MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
TÓM TẮT ................................................................................................................... - 1 -
CHƯƠNG 1: ............................................................................................................... - 2 -
GIỚI THIỆU ............................................................................................................... - 2 -
1.1 Lý do chọn đề tài ............................................................................................... - 2 -
1.2 Sự cần thiết của đề tài: ....................................................................................... - 3 -
1.3 Mục tiêu nghiên cứu: ......................................................................................... - 3 -
1.4 Phương pháp nghiên cứu: .................................................................................. - 3 -
1.5 Phạm vi nghiên cứu: .......................................................................................... - 4 -
1.6 Dữ liệu nghiên cứu ............................................................................................ - 5 -
1.7 Bố cục bài nghiên cứu: ...................................................................................... - 5 -
CHƯƠNG 2: ............................................................................................................... - 6 -
TỔNG QUAN VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC HIỆU LỰC VÀ CÁC YẾU TỐ KINH TẾ CƠ BẢN ... - 6 -
2.1. Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản ........................ - 6 -
2.2. Những nghiên cứu tiêu biểu về mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản trong thời gian gần đây ....................................................... - 10 -
2.2.1.Nghiên cứu của Ma and Kanas (2000) “Testing for a nonlinear relationship among fundamentals and exchange rates in ERM” ........................................... - 10 -
2.2.2. Nghiên cứu của Grauwe và Vansteenkiste (2006) “Exchange rates and Fundamentals: A Non – Linear Relationship” .................................................. - 11 -
2.2.3. Nghiên cứu của Tang và Zhou (2013) “Nonlinear relationship between the real exchange rate and economic fundamentals: Evidence from China and Korea” ............................................................................................................................ - 12 -
CHƯƠNG 3: ............................................................................................................. - 15 -
DỮ LIỆU VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU ............................................................... - 15 -
3.1. Dữ liệu nghiên cứu ......................................................................................... - 15 -
3.2. Mô hình nghiên cứu: ....................................................................................... - 17 -
3.2.1. Mô hình tổng quát: ................................................................................... - 17 -
3.2.2. Thuật Toán ACE (Alternating conditional expectation) .......................... - 18 -
3.2.3. Kiểm định đồng liên kết ARDL (Autoregressive Distributed Lag) ......... - 20 -
3.2.4. Tiến trình kiểm địn13h ............................................................................. - 22 -
3.3. Xây dựng các biến trong mô hình: ................................................................. - 23 -
3.3.1. Tỷ giá thực hiệu lực – tỷ giá thực đa phương (REER – Real Effective Exchange Rate). .................................................................................................. - 24 -
3.3.2. Chênh lệch trong năng suất ( PROD – Difference in Productivity) ........ - 25 -
3.3.3. Tỷ lệ mậu dịch ( TOT – Term Of Trade) ................................................. - 25 -
3.3.4. Chi tiêu chính phủ ( GEXP – Government Expenditure): ....................... - 27 -
3.3.5. Độ mở của nền kinh tế (OPEN – Openness of economy) ........................ - 28 -
3.3.6 Tài sản nước ngoài ròng (NFA – Net Foreign Assets).............................. - 29 -
CHƯƠNG 4: ............................................................................................................. - 31 -
KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC HIỆU LỰC VÀ CÁC YẾU TỐ KINH TẾ CƠ BẢN Ở VIỆT NAM VÀ MALAYSIA GIAI ĐOẠN 2000 – 2014 ............................................................................................................... - 31 -
4.1. Tiến trình kiểm định và kết quả ...................................................................... - 31 -
4.1.1 Kiểm định số liệu gốc ban đầu .................................................................. - 31 -
4.1.2 Chuyển đổi dữ liệu .................................................................................... - 39 -
4.1.3 Kiểm định số liệu sau khi chuyển đổi ....................................................... - 42 -
4.2. Kết quả hồi quy ............................................................................................... - 49 -
4.2.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình: ......................................................... - 49 -
4.2.2 Kết quả hồi quy Việt Nam ......................................................................... - 51 -
4.2.3 Kết quả hồi quy Malaysia .......................................................................... - 54 -
CHƯƠNG 5: ............................................................................................................. - 56 -
KẾT LUẬN ............................................................................................................... - 56 -
HẠN CHẾ VÀ HƯỚNG MỞ RỘNG NGHIÊN CỨU ............................................. - 57 -
TÀI LIỆU THAM KHẢO
PHỤ LỤC
DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU
Bảng 4.1.1.a: Kết quả kiểm định ADF test cho các biến gốc (Việt Nam) .................................... - 31 -
Bảng 4.1.1.b:Kết quả kiểm định ADF test cho các biến gốc (Malaysia)...................................... - 32 -
Bảng 4.1.1.c: Bảng kết quả ước lượng mô hình ARDL cho các biến gốc .................................... - 36 -
Bảng 4.1.1.d: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến gốc (Việt Nam) ................................... - 37 -
Bảng 4.1.1.e: Bảng kết quả ước lượng mô hình ARDL cho các biến gốc (Malaysia) ................. - 38 -
Bảng 4.1.1.f: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến gốc (Malaysia) .................................... - 39 -
Biểu đồ 4.1.2.a: Biểu đồ phân tán các biến trước và sau khi chuyển đổi (Việt Nam) ................ - 40 -
Biểu đồ 4.1.2.b: Biểu đồ phân tán các biến trước và sau khi chuyển đổi (Malaysia) ................. - 41 -
Bảng 4.1.3.a: Kết quả kiểm định ADF các chuỗi biến chuyển đổi (Việt Nam) ................................. - 42 -
Bảng 4.1.3.b: Kết quả kiểm định ADF các chuỗi biến sau khi chuyển đổi (Malaysia) ..................... - 43 -
Bảng 4.1.3.c: Kết quả kiểm định ARDL cho các biến sau khi chuyển đổi (Việt Nam) .............. - 47 -
Bảng 4.1.3.d: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến chuyển đổi (Việt Nam) ...................... - 48 -
Bảng 4.1.3.e: Kết quả kiểm định ARDL cho các biến sau khi chuyển đổi(Malaysia) ................ - 48 -
Bảng 4.1.3.f: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến chuyển đổi (Malaysia) ........................ - 49 -
Bảng 4.2.1.a: Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình .......................................................... - 49 -
Biểu đồ 4.2.1.a: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mô hình ARDL (1;1;0;1;4;0)(Việt Nam) .................................................................................................................................................. - 50 -
............................................................................................................................................................ - 50 -
Biểu đồ 4.2.1.b: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mô hình ARDL (1;0;1;4;0;4) (Malaysia) ......................................................................................................................................... - 50 -
Bảng 4.2.2.: Kết quả ước lượng các biến sau khi chuyển đổi (Việt Nam) ................................... - 52 -
Bảng 4.2.3.: Kết quả ước lượng các biến sau khi chuyển đổi Malaysia) ..................................... - 54 -
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan nội dung của Luận văn thạc sỹ này được thực hiện từ quan điểm
của chính cá nhân tôi, dưới sự hướng dẫn khoa học của PGS.TS Phan Thị Bích
Nguyệt.
Các số liệu, những kết luận nghiên cứu được trình bày trong luận văn này trung
thực và chưa từng được công bố dưới bất cứ hình thức nào.
Tôi xin chịu trách nhiệm về nghiên cứu của mình.
Hồ Chí Minh, ngày 25 tháng 5 năm 2015
Tác giả Luận văn
Vương Mỹ Trinh
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
ADB: Ngân hàng phát triển châu Á – Asian Development Bank
APT: Mô hình lý thuyết chênh lệch giá - Arbitrage Pricing Theory Model
CAPM: Mô hình xác định giá trị của tài sản vốn - Capital asset pricing model
CBCNV: Cán bộ công nhân viên
CRO: Giám đốc quản trị rủi ro
EBIT: Thu nhập trước lãi vay và thuế - Earnings before interest and taxes
EPS: Lợi nhuận (thu nhập) tính trên 1 cổ phiếu - Earning Per Share
FDI: Đầu tư trực tiếp nước ngoài - Foreign Direct Investment
FED: Cục dự trữ liên bang Mỹ - Federal Reserve System
GDP: Tổng sản phẩm quốc nội - Gross Domestic Product
IMF: Qũy tiền tệ quốc tế - International Monetary Fund
LBO: Mua lại bằng vốn vay - Leveraged buyout
NDE: Số cổ phần thường chưa chi trả của phương án tài trợ có sử dụng đòn bẩy tài
chính
NE: Số cổ phần thường chưa chi trả tương ứng của phương án tài trợ hoàn toàn
bằng vốn cổ phần
OLS: Phương pháp bình phương nhỏ nhất
QE3: Chương trình nới lỏng định lượng
ROE: Tỷ số lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu - Return on equity
SML: đường biểu diễn rủi ro của thị trường chứng khoán - Security Market Line
UNCTAD: Hội nghị liên hiệp Quốc tế về Thương mại và Phát triển - United
Nations Conference on Trade and Development
WB: Ngân hàng thế giới – World Bank
- 1 -
TÓM TẮT
Luận văn nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu
lực của hai đồng tiền (Việt Nam Đồng vàRinggit Malaysia) và các yếu tố kinh tế cơ
bản.Dữ liệu sử dụng cho nghiên cứu được lấy từ Q1.2000 – Q3.2014.
Mô hình và lý luận trong nghiên cứu dựa theo nghiên cứu của Xiaolei Tang
và Jizhong Zhou (2013). Tác giả sử dụng thuật toán ACE (Alternating conditional
expectations) để tìm ra mối quan hệ phi tuyến tiềm ẩn giữa tỷ giá hối đoái thực và
các yếu tố kinh tế cơ bản gồm: chênh lệch trong năng suất, tỷ lệ mậu dịch, tài sản
nước ngoài ròng, độ mở thương mại và chi tiêu của chính phủ. Kết quả kiểm định
cho thấy rằng tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với
các yếu tố kinh tế cơ bản ở hai quốc gia Việt Nam và Malaysia.
Kết hợp ước lượng mô hình cùng với việc phân tích thực trạng nền kinh tế
của Việt Nam, Malaysia đồng thời so sánh kết quả mô hình của hai nước để đưa ra
nhận xét về tác động của tỷ giá trong nền kinh tế Việt Nam và Malaysia.
- 2 -
CHƯƠNG 1:
GIỚI THIỆU
1.1 Lý do chọn đề tài
Quốc tế hoá và toàn cầu hoá hiện đang diễn ra một cách sâu rộng trên toàn
Thế Giới.Việc hội nhập quốc tế có thể mang đến nguồn lực vô tận cho một quốc gia
phát triển kinh tế như: vốn, lao động, khoa học kỹ thuật, hàng hóa… nhưng cũng
chứa đầy nguy cơ từ các yếu tố bên ngoài. Tỷ giá hối đoái thực là một thước đo
cạnh tranh về giá và chi phí, khi biết được các yếu tố tác động đến tỷ giá thực,
chúng ta có thể giải thích được dòng thương mại và dòng vốn quốc tế. Tỷ giá hối
đoái thực bị định giá cao hay thấp đều không tốt cho cân bằng chung của nền kinh
tế. Tỷ giá hối đoái thực bị định giá cao sẽ giảm sức cạnh tranh của hàng nội địa và
giảm vị thế đối ngoại của nền kinh tế, ngược lại, tỷ giá hối đoái thực bị định giá
thấp sẽ gây lạm phát vì tăng giá hàng nhập khẩu sẽ làm tăng chỉ số giá tiêu dùng.
Bên cạnh đó, tỷ giá hối đoái thực còn là một yếu tố vĩ mô có mối tương quan với
các yếu tố vĩ mô quan trọng khác trong và ngoài nước, vì thế, nếu không hiểu biết
về tỷ giá và hành động đúng đắn, một quốc gia có thể nhập khẩu rủi ro, biến động
xấu từ phần còn lại của thế giới. Do vậy, chính sách về tỷ giá của mỗi quốc gia là
yếu tố tiên quyết cho sự thành bại của họ trong quan hệ giao thương với các quốc
gia khác;các nhà hoạch định chính sách cần phải nắm bắt một cách rõ ràng về tình
hình biến động tỷ giá để đưa ra các chính sách đối nội và đối ngoại phù hợp, thúc
đẩy nền kinh tế phát triển, cũng như dẫn dắt nền kinh tế vượt qua các giai đoạn khó
khăn.
Để có thể đưa ra quyết định về một chính sách tỷ giá hữu hiệu thì việc
nghiên cứu các yếu tố kinh tế tác động đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực là cần thiết
nhưng nó lại không hề dễ dàng. Trong khi các tài liệu học tập cho rằng mối quan hệ
giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế là một mối quan hệ tuyến tính thì nghiên
cứu của Meese and Rogoff (1991) đã cho thấy sự thất bại của mô hình tuyến tính
trong việc giải thích mối quan hệ này. Từ đây có rất nhiều nghiên cứu của các tác
- 3 -
giả để tìm hiểu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ
bản nhưng đến gần đây mối quan hệ này vẫn là câu hỏi mở. Chính vì thế, tác giả
thực hiện đề tài nghiên cứu “Mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các
yếu tố kinh tế cơ bản. Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam và Malaysia” góp
phần có thể tìm ra câu trả lời cho mối quan hệ này.
1.2 Sự cần thiết của đề tài:
Mỗi quốc gia muốn có được chính sách tỷ giá hối đoái hữu hiệu nhất đều cần
phải tìm hiểu các yếu tố cơ bản nào trong nền kinh tế tác động đến sự thay đổi của
tỷ giá hối đoái thực đồng thời các nhân tố này ảnh hưởng như thế nào cũng cần
được xem xét vì khi một chính sách tỷ giá được đề ra nó sẽ chịu tác động rất lớn từ
các nhân tố trong nền kinh tế. Nếu không dự đoán được xu hướng tác động của các
nhân tố trong nền kinh tế có thể làm cho chính sách tỷ giá thất bại.Vì vậy nghiên
cứu tác động của các yếu tố kinh tế cơ bản đến tỷ giá hối đoái thực là rất quan trọng.
1.3 Mục tiêu nghiên cứu:
Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản là mối quan hệ
tuyến tính hay phi tuyến?
Các yếu tố kinh tế cơ bản nào được lựa chọn trong mô hình để dùng làm biến đại
diện cho nền kinh tế và cách tính các biến đó?
Phương pháp nghiên cứu và mô hình nghiên nào sẽ được sử dụng để kiểm định mối
quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản?
Chiều hướng tác động của từng yếu tố kinh tế cơ bản lên tỷ giá hối đoái thực như
thế nào?
1.4 Phương pháp nghiên cứu:
Phân tích định lượng để nhận thấy được mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá
thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản tại Việt Nam và Malaysia bằng mô hình
ARDL theo trình tự sau:
Trước tiên tác giả sẽ sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị ADF test để kiểm
định tính dừng của các biến gốc. Nếu kết quả kiểm định cho thấy các biến là hỗn
- 4 -
hợp các chuỗi dừng ở sai phân bậc 0 và sai phân bậc 1 thì mô hình nghiên cứu được
sử dụng phù hợp nhất trong trường hợp này là mô hình ARDL .
Sử dụng mô hình ARDL để kiểm định tính đồng liên kết và ước lượng
phương trình đồng liên kết giữa tỷ giá thực hiệu lực đa phương và các yếu tố kinh tế
cơ bản. Nếu không tìm thấy mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa các biến thì
chuyển sang kiểm định mối quan hệ phi tuyến giữa các biến. Để thực hiện kiểm
định mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế
cơ bản tác giả tiến hànhbiến đổi biến bằngthuật toán ACE để giải quyết vấn đề hồi
quy các biến khi mối quan hệ của chúng không phải là tuyến tính nhằm hỗ trợ cho
việc chạy mô hình ARDL.
Mô hình ARDL được dùng kiểm định mối quan hệ đồng liên kết của các biến
sau khi chyển đổi.Nếu tồn tại mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa các biến
sau chuyển đổi thì tác giả kết luận có tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa các biến
gốc. Tức là tỷ giá hối đoái thực hiệu lực có quan hệ phi tuyến với các yếu tố kinh tế
cơ bản.
Tác giả tiến hành kiểm định sự phù hợp của mô hình bằng một số kiểm định
gồm: kiểm định Breusch - Pagan để kiểm định phương sai thay đổi của mô hình,
kiểm định Breuch – Godfrey để kiểm định tự tương quan của mô hình, kiểm định
Cusum và Cusum of Square để kiểm tra sự ổn định của mô hình nghiên cứu, kiểm
định sự phù hợp của của dạng hàm bằng kiểm định Ramsey.
1.5 Phạm vi nghiên cứu:
Tác giả nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu
tố kinh tếcơ bản tại hai quốc gia Việt Nam và Malaysiađể tìm ra mối quan hệ phi
tuyến giữa chúng.Đồng thời tác giả cũng nghiên cứu chiều hướng tác động của từng
yếu tố kinh tế cơ bản được lựa chọn lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực của hai đồng
tiền VND và MYRtại hai thị trường. Trong đó, các yếu tố kinh tế cơ bản được tác
giả lựa chọn gồm: PROD (chênh lệch trong năng suất: đại diện bởi chỉ số CPI – PPI
hoặc GDP bình quân đầu người), TOT (Tỷ lệ mậu dịch), GEXP (Chi tiêu chính
phủ), OPEN (Độ mở của nền kinh tế), NFA (Tài sản nước ngoài ròng).
- 5 -
1.6 Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu theo quý của Việt Nam và Malaysia với 5 đối tác thương mại lớn của
hai nước giai đoạn Q1.2000 – Q3.2014 từ nguồn IFS IMF, DOTS IMF và GOS.
Năm đối tác thương mại lớn của Việt Nam: Trung Quốc, Úc, Hồng Kông,
Hàn Quốc và Singapore
Năm đối tác thương mại lớn của Malaysia: Trung Quốc, Nhật Bản, Hoa Kỳ,
Singapore và Hàn Quốc.
1.7 Bố cục bài nghiên cứu:
Bài nghiên cứu được chia làm 5 chương:
Chương 1: Giới thiệu
Chương 2: Tổng quan về các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa TGHĐ
thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản.
Chương 3: Dữ liệu và mô hình nghiên cứu
Chương 4: Kiểm định mối quan hệ giữa TGHĐ thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế
cơ bản của Việt Nam và Malaysia giai đoạn 2000q1-2014q3.
Chương 5: Kết luận
- 6 -
CHƯƠNG 2:
TỔNG QUAN VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ
MỐI QUAN HỆGIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC HIỆU LỰC
VÀ CÁC YẾU TỐ KINH TẾ CƠ BẢN
2.1. Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản
Nghiên cứu của Balassa và Samuelson (1964) cho rằng trong thực tế, tại các
nền kinh tế công nghiệp, việc tăng năng suất trong lĩnh vực phi thương mại dường
như thường nhỏ hơn so với sự gia tăng năng suất trong các lĩnh vực thương mại.
Việc khác biệt trong gia tăng năng suất làm cho giá cả hàng hóa phi thương mại và
thương mại cũng giảm giá ở mức khác nhau. Sự khác biệt này càng gia tăng thì tỷ
giá hối đoái càng được định giá cao. Như vậy, chính sự khác biệt trong gia tăng
năng suất giữa hàng hóa thương mại và phi thương mại ảnh hưởng đến tỷ giá hối
đoái thực hay nói cách khác chênh lệch trong năng suất hàng hóa thương mại và phi
thương mại ảnh đến tỷ giá hối đoái thực.
Nghiên cứu của Edwards (1988) (Real and Monetary Determinants of Real
Exchange Rate Behavior: Theory and Evidence from Developing Countries). Bằng
việc nghiên cứu tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản tại các nền kinh tế
đang phát triển với việc xem xét trên cả 3 loại hàng hóa (hàng hóa có thể xuất khẩu,
hàng hóa nhập khẩu và hàng hóa phi thương mại). Các yếu tố kinh tế cơ bản được
tác giả lựa chọn là tỷ lệ mậu dịch (external terms of trade), tỷ lệ chi tiêu chính phủ
trên GDP (ratio of government consumption on non-tradables to GDP), thuế
quan đại diện cho mức thuế nhập khẩu (proxy for the level of import tariffs),
thước đo của tiến bộ công nghệ (measure of technological progress), lưu chuyển
vốn (capital inflows), các nhân tố cơ bản khác như tỷ lệ đầu tư/GDP(other
fundamentals, such as the investment/GDP ratio). Bằng chứng thực nghiệm của
tác giả chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái thực bị tác động bởi các yếu tố kinh tế cơ bản.
Mặc dù vậy đến nghiên cứu của Meese và Rose (1989) (An Empirical
Assessment of Non – Linearities in Model of Exchange Rate Determination) khi
- 7 -
nghiên cứu tỷ giá hối đoái với các yếu tố kinh tế cơ bản được lựa chọn là tiền tệ
(Money), sản lượng quốc nội (Domestic Output) và thặng dư cán cân thương mại
(Cumulated Trade Balance) bằng cách nghiên cứu đồng liên kết cùng với việc sử
dụng biến chuyển đổi bằng thuật toán ACE, tác giả đã không tìm ra được bất kỳ mối
quan hệ nào cả tuyến tính lẫn phi tuyến trong trường hợp này.
Trong suốt một thời gian dài câu hỏi về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực
hiệu lực với các yếu tố kinh tế cơ bản vẫn chưa có câu trả lời thuyết phục nhất; liệu
rằngmối quan hệ này có tồn tại hay không, nếu tồn tại thì mối quan hệ này là tuyến
tính hay phi tuyến. Sau nghiên cứu của Meese và Rose (1989) có nhiều nghiên cứu
về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản. Tuy nhiên, tiêu
biểu nhất trong các nghiên cứu là nghiên cứu của Chinn (1991) (Some Linear and
Nonlinear Thoughts on Exchange Rate). Tác giả đã có những thảo luận tổng quát
nhất cả về mặt lý thuyết cũng như nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa tỷ
giá hối đoái và các nhân tố cơ bản của nền kinh tế trên cả hai phương diện tuyến
tính và phi tuyến. Những yếu tố kinh tế cơ bản mà ông lựa chọn gồm cổ phiếu bằng
tiền (Money Stocks), thu nhập (Income), tỷ lệ lãi suất (Interest Rate), tỷ lệ lạm phát
(Inflation Rate), cổ phiếu bất động sản (Real Wealth Stocks). Chinn đã đưa ra đánh
giá khả năng sử dụng thuật toán ACE trong mô hình phi tuyến, ACE trong trường
hợp này đượcxem như một công cụ chẩn đoán, và là một phương pháp dự báo, cùng
với việc kết hợp với mô hình đồng liên kết ARDL. Tác giả đã đem đến một phương
pháp nghiên cứu được xem là hoàn chỉnh nhất trong việc xác định mối quan hệ
tuyến tính hay phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các nhân tố cơ bản của
nền kinh tế. Bằng chứng thực nghiệm của Chinn đã cho thấy một kết quả đáng thất
vọng của các mô hình tuyến tính khi xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và
các yếu tố kinh tế cơ bản; đồng thời, cũng cho thấy mô hình phi tuyến khi xem xét
mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với các yếu tố kinh tế cơ bản đem lại
kết quả dự báo tốt hơn.
Kết quả nghiên cứu của Chinn được củng cố hơn trong nghiên cứu của Clark
và MacDonald (1998) (Exchange Rates and Economic Fundamentals:
- 8 -
AMetgodological Comparison of BEERs and FEERs).Trong đó BEER là tỷ giá hối
đoái thực cân bằng hành vi (Behavioal Equilibrium Exchange Rate). BEERs được
sử dụng khá rộng rãi nhằm phân tích sự biến động của tỷ giá thực theo thời gian,
chứ không phải sự biến động của tỷ giá cân bằng trong trung và dài hạn. Phương
pháp BEERs được xây dựng dựa trên điều kiện ngang giá lãi suất không có bảo
hiểm thực (real UIP). Điều đó có nghĩa là thay vì sử dụng tỷ giá danh nghĩa, các
nhà nghiên cứu này đã coi tỷ giá thực đa phương như là một biến số chính của mô
hình.Còn FEER là tỷ giá cân bằng yếu tố kinh tế cơ bản (Fundamental Equilibrium
Exchange Rate). FEER là phương pháp xác định tỷ giá cân bằng trong trung hạn.
Tỷ giá cân bằng FEER sẽ được xác lập khi mà nền kinh tế đạt cả cân bằng bên trong
lẫn cân bằng bên ngoài, tức là khi nền kinh tế được đảm bảo đầy đủ công ăn việc
làm, giá cả ổn định, đồng thời trạng thái của cán cân vãng lai ở mức cân bằng bền
vững. Nói một cách khác, tỷgiá cân bằng FEER được xác định dựa trên một số
điều kiện kinh tế được xác định bởi các biến số kinh tế quan trọng (economic
fundamentals), còn các yếu tố mang tính chu kì trong ngắn hạn bị loại bỏ.Tác giả
kiểm kịnh mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các nhân tố kinh tế cơ
bản tại ba thị trường phát triển Hoa Kỳ, Đức và Nhật Bản. Các nhân tố kinh tế cơ
bản được tác giả lựa chọn trong mô hình nghiên cứu là tỷ lệ mậu dịch (terms of
trade), tương quan giá cả giữa hàng hóa thương mại và phi thương mại (relative
price of nontraded to trade goods), tài sản nước ngoài ròng (net foreign asset),
chứng khoán nợ của chính phủ (relative stock of government debt), tỷ lệ lãi suất
thực (real interest rate). Kết quả cho thấy mặc dù mức độ tác động của các yếu tố
kinh tế cơ bản tại các thị trường khác nhau, nhưng hầu hết các biến đều có tác động
cùng chiều đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực trong giai đoạn nghiên cứu của tác
giả.Đặc biệt là tài sản nước ngoài ròng có ảnh hưởng rất lớn đến sự thay đổi của tỷ
giá hối đoái thực hiệu lực.Điều này có nghĩa là một sự gia tăng trong tài sản nước
ngoài ròng sẽ kéo theo một sự gia tăng trong tỷ giá hối đoái thực hiệu lực rất đáng
kể.Như vậy, một lần nữa mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu
tố kinh tế cơ bản được khẳng định.
- 9 -
Tóm lại,theo hầu hết các nghiên cứu thì tỷ giá hối đoái thực bị tác động bởi
các yếu tố kinh tế cơ bản và mối quan hệ này được xem là phi tuyến là hợp lý hơn
mối quan hệ tuyến tính nhưng khó khăn tiếp đến đối với các nhà nghiên cứuchính là
việc lựa chọn các yếu tố đại diện cho nền kinh tế, dù rằng có rất nhiều nghiên cứu
khác nhau đã xác định được mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các
yếu tố kinh tế cơ bản là một mối quan hệ phi tuyến trong dài hạn nhưng việc lựa
chọn các yếu tố đại diện cho nền kinh tế mỗi tác giả lại lựa chọn rất khác nhau.
Nghiên cứu của Froot và Rogoff (1994) (Perpectives on PPP and Long –Run
Real Exchange Rates) đã nỗ lực xem xét ảnh hưởng của các yếu tố cung, cầu tới tỷ
giá hối đoái thực trong dài hạn. Nghiên cứu nhận ra rằng về lâu dài, sự chênh lệch
năng suất vẫn còn tác động đến tỷ giá hối đoái thực rất đáng kể, trong khi những tác
động của yếu tốcầu như chi tiêu chính phủ và thu nhập lại ít tác động đến tỷ giá hối
đoái thực theo thời gian. Tiếp đó, De Gregorio và cộng sự (1994) đã mở rộng phân
tích này để kết hợp với những cú sốc thương mại (cú sốc giá của xuất khẩu so với
nhập khẩu).Nghiên cứu nhận ra rằng tỷ lệ mậu dịch cũng có tác động rất quan trọng
đến sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái thực, mặc dù chênh lệch trong năng suất và chi
tiêu của chính phủ vẫn là những yếu tố quan trọng tác động lên tỷ giá hối đoái thực
hiệu lực.Tuy nhiên, trong nghiên cứu của Wolf nhân tố thu nhập lại tác động không
đáng kể lên tỷ giá hối đoái thực so với các cú sốc thương mại.
Chính vì vậy, trong nghiên cứu Montiel (1999) (The Long – Run
Equilibrium Real Exchange Rate) đã tổng hợp những yếu tố có ảnh hưởng nhất đến
tỷ giá hối đoái thực hiệu lực từ những nghiên cứu trước cộng với bằng chứng thực
nghiệm của mình. Montiel đã lựa chọn được các yếu tố thích hợp để đại diện cho
các yếu tố kinh tế cơ bản gồm: chênh lệch trong năng suất, tỷ lệ mậu dịch, tài sản
nước ngoài ròng, độ mở cửa của nền kinh tế, và mức chi tiêu chính phủ.
Từ đây những bài nghiên cứu về mối quan hệ phi tuyến của tỷ giá hối đoái
với các yếu tố kinh tế cơ bản được phát triển, nhiều nghiên cứu đã ra đời kể đến
như: Ma và Kanas (2000); Grauwe vàVansteenkiste (2006); Tang vàZhou (2013).
- 10 -
2.2. Những nghiên cứu tiêu biểu về mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái
và các yếu tố kinh tế cơ bản trong thời gian gần đây
2.2.1.Nghiên cứu của Ma and Kanas (2000) “Testing for a nonlinear relationship
among fundamentals and exchange rates in ERM”
Trong bài nghiên cứu này, tác giả đề xuất hai thử nghiệm phi tham số cho
mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái với các yếu kinh tế cơ bản.Đầu tiên là
thử nghiệm đồng liên kết phi tuyến (Granger và Hallman, 1991; Breiman và
Friedman, 1985), thử nghiệm này được xem là thử nghiệm cho một mối quan hệ dài
hạn phi tuyến giữa tỷ giá và các yếu tố kinh tế cơ bản.Thử nghiệm thứ hai là thử
nghiệm quan hệ nhân quả phi tuyến Granger (Baek và Brock, 1992; Hiemstra và
Jones, 1994), được coi là thử nghiệm cho một mối quan hệ phi tuyến động.Thử
nghiệm này có thể phát hiện các mối quan hệ phi tuyến động Granger giữa tỷ giá và
nguyên tắc cơ bản bằng cách kiểm tra các giá trị của các yếu tố kinh tế cơ bản trong
quá khứ ảnh hưởng đến giá trị hiện tại và tương lai của tỷ giá hối đoái.Bằng chứng
về quan hệ nhân quả phi tuyến có thể được hiểu như là bằng chứng cho thấy mối
quan hệ động giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản trong dài hạn. Tuy
nhiên, loại hình phi tuyến có thể xảy ra do bong bóng thị trường nên để loại bỏ tác
động này tác giả kiểm định theo mô hình (ARFIMA).
Mặc dù bài nghiên cứu của tác giả không đưa ra được chiều hướng cũng như
độ lớn tác động của các yếu tố kinh tế cơ bản lên tỷ giá hối đoái thực nhưng tác giả
cũng đã đưa ra được mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến kinh tế cơ
bản là phi tuyến. Với các biến kinh tế cơ bản được lựa chọn là tiền tệ và sản
lượng.Nghiên cứu của tác giả cho thấy rằng có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết phi
tuyến giữa tỷ giá và cung tiền đối với trường hợp Hà Lan-Đức, có thể được hiểu
như là bằng chứng về một mối quan hệ phi tuyến dài hạn giữa tỷ giá hối đoái với
các yếu tố kinh tế cơ bản. Đối với trường hợp Pháp-Đức, tác giả tìm thấy bằng
chứng về quan hệ nhân quả Granger phi tuyến của đồng France đối với tỷ giá
FFr/DM, qua đó thiết lập rằng có tồn tại một mối quan hệ phi tuyến linh hoạt giữa
các yếu tố kinh tế cơ bản với tỷ giá hối đoái DM/FFR.Kết quả này cũng phù hợp
- 11 -
với giả thuyết sự thống trị của đồng tiền Đức trong khối liên minh EU (Artis và
Nachane, 1990). Với việc sử dụng mô hình ARFIMA tác giả cũng khẳng định rằng
mối quan hệ phi tuyến không phải do bong bóng thị trường.
2.2.2. Nghiên cứu của Grauwe và Vansteenkiste (2006) “Exchange rates and
Fundamentals: A Non – Linear Relationship”
Tác giả kiểm định mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ giá hối đoái danh nghĩa
và các yếu tố kinh tế nền tảng. Để làm như vậy, tác giả mở rộng các mô hình
chuyển đổi Markov theo đề nghị của McConnell và Perez Quiros (2000) và
Dewachter (2001) và kiểm định nó bằng cách sử dụng một mẫu của các nước lạm
phát thấp và cao. Phân tích thực nghiệm cho thấy đối với các nước lạm phát cao mối
quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế nền tảng ổn định.Tuy nhiên, đối
với các nước lạm phát thấp thì ngược lại.Tác giả phát triển một mô hình phi tuyến
tính dựa trên sự tồn tại của chi phí giao dịch để có thể giải thích kết quả thực
nghiệm.Sự so sánh này giữa các nước lạm phát cao và thấp sẽ cho phép chúng ta
hiểu rõ thêm về bản chất của mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và yếu tố kinh tế cơ
bản.Đồng thời tác giả cũng cho rằng mức độ lạm phát ảnh hưởng đến tính chất phi
tuyến tính của tỷ giá hối đoái.
Để ước tính các mô hình tác giả chọn dữ liệu tỷ giá hối đoái và các yếu tố
kinh tế cơ bản theo tháng. Đối với các nước lạm phát thấp, dữ liệu giá đồng nội tệ,
cung tiền, mức giá và lãi suất trong nước của Đức, Pháp, Ý, Nhật Bản, Vương quốc
Anh và Hoa Kỳ. Đối với các nước lạm phát cao, dữ liệu về các biến tương tự cũng
thu được cho Argentina, Bolivia, Brazil, Chile, Columbia và Ecuador. Đối với các
dữ liệu tỷ giá hối đoái, trong khi tác giả sử dụng cho các nước lạm phát thấp là tỷ
giá hối đoái chính thức, đối với các nước lạm phát cao, tác giả cũng sử dụng tỷ giá
hối đoái do thị trường quyết định (còn gọi là thị trường “đen” hoặc “song song”)
theo Reinhart-Rogoff (2004). Sử dụng tỷ giá hối đoái song song có lợi thế là được
xác định trong một thị trường tự do nên tránh được các tác động bóp méo chính
sách của chính phủ. Cuối cùng, tác giả xác định thời gian mẫu khi tỷ giá hối đoái
- 12 -
trong nước lạm phát cao trong giai đoạn thả nổi. Tác giả sử dụng điều này như là
một khởi đầu cho việc phân loại tỷ giá hối đoái được trình bày bởi Reinhart và
Rogoff (2004), và mở rộng phân tích nhờ các thông tin từ Ngân hàng Phát triển
Liên Mỹ Latinh.
Kết quả nghiên cứu của tác giả cho thấy rằng đối với những nước có lạm
phát cao thì những mô hình nghiên cứu thế hệ đầu tiên về quan hệ giữa tỷ giá hối
đoái thực hiệu lực và các nhân tố kinh tế cơ bản dường như tốt hơn, tức là các nhân
tố kinh tế cơ bản tác động đến tỷ giá hối đoái ổn định trong thời kỳ nghiên cứu. Hay
nói cách khác đối với những nước có lạm phát cao mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái
và các nhân tố cơ bản của nền kinh tế là một mối quan hệ tuyến tính.Điều này trái
ngược với các nước có lạm phát thấp, khi mà các yếu tố kinh tế cơ bản tác động đến
tỷ giá hối đoái thay đổi theo thời gian. Hay nói khác là mô hình phi tuyến có khả
năng giải thích tốt hơn trong trường hợp các nước có lạm phát thấp.Để giải thích
cho vấn đề này tác giả đã mở rộng mô hình nghiên cứu chi phi giao dịch trên thị
trường hàng hóa của các nền kinh tế. Tác giả nhận định rằng trong một nền kinh tế
có lạm phát cao khi mà độ lớn của những cú sốc của các yếu tố kinh tế cơ bản thấp
hơn chi phí giao dịch thì tác động của các yếu tố kinh tế cơ bản đến tỷ giá hối đoái
sẽ giảm bớt chính vì vậy hầu như các nhân tố kinh tế cơ bản tác động đến tỷ giá hối
đoái ổn định theo thời gian. Khác với trường hợp các nước có lạm phát cao đối với
các có lạm phát thấp nơi mà chi phí giao dịch trên thị trường hành hóa tương đối
thấp.Nên khi đó độ lớn các cú sốc từ các yếu tố kinh tế cơ bản cao hơn chi phi giao
dịch thì chi phí giao dịch lúc này không triệt tiêu được ảnh hưởng từ những cú sốc
này. Điều này dẫn đến tỷ giá hối đoái thay đổi biến động theo thời gian. Hay chính
là thể hiện mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản
tại các nước có lạm phát thấp.
2.2.3. Nghiên cứu của Tang và Zhou (2013) “Nonlinear relationship between the
real exchange rate and economic fundamentals: Evidence from China and
Korea”
- 13 -
Bài viết này điều tra mối quan hệ phi tuyến tiềm năng giữa tỷ giá hối đoái
thực của hai đồng tiền (đồng Nhân dân tệ của Trung Quốc và đồng Won của Hàn
Quốc) và các yếu tố kinh tế cơ bản bằng việc sử dụng dữ liệu quý trong giai đoạn từ
quý 1 năm 1980 đến quý 4 năm 2009. Tác giả đã sử dụng các thuật toán ACE
chuyển đổi các biến gốc nhằm kiểm định ARDL với các biến sau chuyển đổi ACE
để tìm hiểu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và năm biến
đại diện cho các yếu tố kinh tế cơ bản. Các yếu tố kinh tế cơ bản tác giả chọn lựa là
chênh lệch trong năng suất (prod), tỷ lệ mậu dịch (tot), độ mở nền kinh tế (open),
chi tiêu chính phủ (gexp), tài sản nước ngoài ròng (nfa). Kết quả của tác giả cho
thấy rằng có tồn tại mối quan hệ phi tuyến đồng tuyến tính giữa tỷ giá hối đoái thực
hiệu lực với các yếu tố kinh tế cơ bản đối với Trung Quốc và Hàn Quốc. Ngược lại
với các mối quan hệ tuyến tính thông thường, mối quan hệ phi tuyến cho thấy độ
đàn hồi của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với các yếu tố kinh tế cơ bản thay đổi theo
thời gian.
Theo nhận định của tácgiả các yếu tố kinh tế cơ bản được lựa chọn đều có
ảnh hưởng đáng kể đến tỷ giá thực hiệu lực.Đặc biệt,tỷ lệ mậu dịch có tác động
mạnh nhất so với các yếu tố còn lại lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực.
Kết quả nghiên cứu của tác giả cho thấy tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với các
yếu tố kinh tế cơ bản tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính. Đồng thời tác giả đưa ra
được nhận định về chiều hướng cũng như độ lớn tác động của các yếu tố kinh tế cơ
bản lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực:chênh lệch trong năng suất có tác động cùng
chiều đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực trong suốt thời kỳ nghiên cứu; tỷ lệ mậu dịch
có tác động cùng chiều đến tỷ giá hối đoái thực; độ mở thương mại có chiều hướng
tác động đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực lẫn lộn và tác giả cho rằng tỷ giá hối đoái
thực thường giảm giá sau khi các nước hoàn toàn mở cửa nền kinh tế của họ để kinh
doanh, nhưng một phần tự do hóa có thể dẫn đến tỷ lệ tăng giá hối đoái thực ngắn
hạn trong giai đoạn đầu của tự do hóa; chi tiêu chính phủ có tác động ngược chiều
với tỷ giá hối đoái thực hiệu lực, điều này ủng hộ quan điểm cho rằng chi tiêu chính
phủ được duy trì cao trong một thời gian dài gây ra lo ngại trong tính bền vững và
- 14 -
có thể làm suy yếu tăng trưởng kinh tế và làm mất giá đồng nội tệ; tài sản nước
ngoài ròng có tác động ngược chiều lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực.
Tác giả cũng đưa ra nhận định tỷ giá hối đoái danh nghĩa của đồng nhân dân
tệTrung Quốc phản ứng mạnh mẽ với sự thay đổi của các yếu tố kinh tế cơ bản
ngoại trừ tỷ lệ mậu dịch hơn tỷ giá hối đoái thực nhưng đối với đồng Won Hàn
Quốc thì kết quả lại cho thấy điều ngược lại; tỷ giá hối đoái danh nghĩa phản ứng
mạnh mẽ với sự thay đổi của các yếu tố kinh tế cơ bản hơn tỷ giá hối đoái thực kể
cả tỷ lệ mậu dịch.Điều này cho thấy tỷ giá hối đoái danh nghĩa phản ứng mạnh mẽ
hơn tỷ giá hối đoái thực khi có sự biến động của các yếu tố kinh tế. Đồng thời, tác
giả cho thấy rằng tác động tổng thể của các yếu tố kinh tế đến tỷ giá hối đoái của
đồng nhân dân tệ Trung Quốc là mạnh mẽ hơn so với tỷ giá hối đoái Won Hàn
Quốc điều này cho thấy sự khác biệt tỷ giá hối đoái thực ở hai thị trường có chế độ
tỷ giá khác nhau. Như vậy, mặc dù cả hai nước đều có mối quan hệ phi tuyến giữa
tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản nhưng phản ứng của tỷ giá
hối đoái thực hiệu lực với các yếu tố kinh tế cơ bản là hoàn toàn khác nhau.
- 15 -
CHƯƠNG 3:
DỮ LIỆU VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Tác giả chọn nghiên cứu hai quốc gia Việt Nam và Malaysia vì hai quốc gia
trên cùng trong khu vực Đông Nam Á vàcó một khoản thời gian dài áp dụng cơ chế
điều hành tỷ giá neo cố định theo USD. Đối với cơ chế này,việc neo giữ chặt vào
đồng USD khiến lựa chọn chính sách trở nên thu hẹp hơn, đồng thời trong khiviệc
sử dụng công cụ tỷ giá có thể không đóng góp nhiều vào cải thiện cán cân thương
mại bền vững thì việc giữ tỷ giá cố định trong thời gian quá dài không tạo được
động lực để phát triển công nghiệp hỗ trợ trong nước cũng như không khuyến khích
được việc gia tăng hàm lượng công nghệ và giá trị gia tăng của các ngành hàng xuất
khẩu,vì thế, định hướng chung là cần thay đổi cơ chế điều hành tỷ giá linh hoạt hơn.
Theoquy định tại Nghị định 70/2014/NĐ-CP quy định chi tiết thi hành một
số điều của Pháp lệnh Ngoại hối và Pháp lệnh sửa đổi, bổ sung một số điều của
Pháp lệnh Ngoại hối được Chính phủ ban hành và có hiệu lực thi hành kể từ
5/9/2014.Chế độ tỷ giá hối đoái của đồng Việt Nam là chế độ tỷ giá thả nổi có quản
lý do Ngân hàng Nhà nước Việt Nam xác định trên cơ sở rổ tiền tệ của các nước có
quan hệ thương mại, vay, trả nợ, đầu tư với Việt Nam phù hợp với mục tiêu kinh tế
vĩ mô trong từng thời kỳ, đây là bước tiến rất quan trọng trong việc điều hành tỷ
giá. Và Malaysia từ năm 2005đã áp dụng chế độ tỷ giá định giá so với một giỏ các
loại tiền tệ và đạt được những thành tựu kinh tế đáng kể và hiện nay là một trong
những nền kinh tế năng động và phát triển nhanh nhất tại khu vực Đông Nam Á,
đây là điều chúng ta cần học hỏi ở họ. Malaysia từ sau khủng hoảng tài chính Châu
Á năm 1998, họ đã kiểm soát vốn chặt chẽ hơn, theo đuổi tỷ giá hối đoái cố định và
không cho phép giao dịch quốc tế đồng Ringgit, và từ đó có được chính sách tiền tệ
độc lập hơn, BNM có thể giảm lãi suất để kích thích tăng trưởng kinh tế mà không
cần phải lo lắng về luân chuyển vốn hoặc biến động tiền tệ. Tuy nhiên, đây chỉ là
phản ứng tạm thời và là giải pháp cuối cùng để các nhà hoạch định chính sách có
- 16 -
thêm thời gian để xử lý các vấn đề trong nước và phục hồi kinh tế từ khủng hoảng.
Một khi một quốc gia thực hiện kiểm soát vốn, đặc biệt là trên các dòng vốn ra thì
các nhà đầu tư sẽ nghĩ rằng họ có thể bị kiểm soát một lần nữa trong tương lai, điều
này có thể ngăn cản các dòng vốn hiệu quả trong tương lai. Ngày 21/7/2005,
NHTW Malaysia chính thức công bố loại bỏ việc neo giá đồng Ringgit theo USD
và thay thế bằng chế độ tỷ giá định giá so với một giỏ các loại tiền tệ, từ đó lấy lại
được tính độc lập của chính sách tiền tệ. Chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý và chính
sách quốc tế hóa đồng Ringgit là các yếu tố quan trọng cho phép NHTW Malaysia
thiết lập được chính sách lãi suất phù hợp với tình hình trong nước.
Các cuộc khủng khoảng kinh tế có thể xảy ra bất kỳ lúc nào và là điều không
thể tránh khỏi trong tình hình kinh tế thế giới đang vô cùng phức tạp hiện nay, nền
kinh tế luôn phải đối mặt với những nguy cơ sụp đổ, các nhà hoạch định chính sách
cần đưa ra những chính sách hữu hiệu, kịp thời giúp nền kinh tế vượt qua khó khăn
và đem lại những bước phát triển vượt bậc.Và Malaysia là biểu tượng của tinh thần
vượt khó đó nên việc nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với
các nhân tố kinh tế cơ bản tại Việt Nam và Malaysia có thể giúp các nhà kinh tế
Việt Nam tìm ra được những tương đồng cũng như khác biệt để có thể học hỏi nước
bạn trong thực hiện các chính sách tỷ giá hối đoái nhằm đem lại hiệu quả tối ưu
nhất.
Dữ liệu theo quý của Việt Nam và Malaysia với 5 đối tác thương mai lớn của
hai nước giai đoạn Q1.2000 – Q3.2014 từ nguồn IFS IMF, DOTS IMF và GOS.
Năm đối tác thương mại lớn của Việt Nam: Trung Quốc, Úc, Hồng Kông, Hàn
Quốc và Singapore. Năm đối tác thương mại lớn của Malaysia: Trung Quốc, Nhật
Bản, Hoa Kỳ, Singapore và Hàn Quốc. Theo đó tỷ giá hối đoái thực hiệu lực được
giả định sẽ bị chi phối bởi 5 biến đại diện cho các yếu tố kinh tế cơ bản: chi tiêu
chính phủ (GEXP), tài sản nước ngoài ròng (NFA), chênh lệch trong năng suất
(PROD), độ mở cửa của nền kinh tế (OPEN) và tỷ lệ mậu dịch (TOT).
- 17 -
3.2. Mô hình nghiên cứu:
3.2.1. Mô hình tổng quát:
Nghiên cứu thực nghiệm về tỷ giá thực ở trạng thái cân bằng đã sử dụng một
loạt các phương pháp tiếp cận khác nhau. Edwards (1989) cung cấp một phân tích
sâu về việc xác định tỷ giá thực ở trạng thái cân bằng và phát triển một mô hình
hành vi năng động của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với các yếu tố kinh tế cơ bản là
thương mại, tiêu dùng của chính phủ, mức thuế nhập khẩu, tiến bộ công nghệ, dòng
vốn, và nhân tố khác. Trong khi Clark và Macdonald (1998) giới thiệu các phương
pháp tiếp cận hành vi cân bằng thị trường ngoại tệ (BIA) là một khuôn khổ mới cho
việc phân tích thực nghiệm. Họ xây dựng một mô hình cơ bản liên quan tỷ giá hối
đoái thực với các yếu tô kinh tế cơ bản như điều kiện thương mại, lãi suất, nợ chính
phủ, năng suất và tài sản nước ngoài ròng.Trong khi các biến được chọn với cơ sở
lý thuyết vững chắc thì mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái với các yếu tố kinh tế cơ
bản lại khác nhau khi các lý thuyết khác nhau được áp dụng.Mô hình thông số kỹ
thuật khác nhau với biến giải thích khác nhau đã được sử dụng để ước tính tỷ giá
hối đoái thực ở trạng thái cân bằng.
Montiel (1999) phát triển một mô hình tổng hợp các phương pháp tiếp cận.
Trong mô hình này, tỷ giá hối đoái thực cân bằng dài hạn được xác định bởi các giá
trị trạng thái ổn định của các biến được xác định trước và giá trị lâu dài của cả hai
biến số chính sách và các biến ngoại sinh. Các biến có thể đóng vai trò là những
nhân tố dài hạn đến từ bốn nhóm.Nhóm thứ nhất bao gồm các yếu tố từ phía cung
trong nước, đặc biệt là hiệu ứng Balassa-Samuelson phát sinh từ sự tăng trưởng
năng suất nhanh hơn tương đối đối với các ngành hàng thương mại so với ngành
hàng phi thương mại.Thứ hai, cấu trúc của chính sách tài khóa, chẳng hạn như thay
đổi vĩnh viễn trong thành phần của chi tiêu chính phủ giữa hàng hóa thương mại và
phi thương mại cũng có liên quan. Thứ ba, những thay đổi trong môi trường kinh tế
quốc tế, bao gồm cả những thay đổi trong điều kiện bên ngoài của nền kinh tế
thương mại, các dòng chuyển vốn bên ngoài, lạm phát nước ngoài, và mức lãi suất
- 18 -
thực tế là rất quan trọng. Thứ tư, chính sách tự do hóa thương mại, ví dụ, việc giảm
trợ cấp xuất khẩu, có thể ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực dài hạn.
Các đặc điểm kỹ thuật thực nghiệm được sử dụng trong bài viết này là một
ứng dụng của phương pháp tiếp cận của Menzie David Chinn (1991). Các hành vi
của tỷ giá thực hiệu lực (REER) VNĐ và Ringgitđược giả định được xác định bởi
một tập hợp các yếu tố kinh tế cơ bản theo cách sau:
REER = f (PROD, TOT,GEXT,OPEN,NFA)
Các biến phía bên phải là các biến tương ứng đại diện cho sự tăng trưởng
năng suất, về thương mại, chi tiêu chính phủ, mở cửa kinh tế, và các tài sản nước
ngoài ròng. Các biến này được lựa chọn phù hợp với hướng dẫn của Montiel (1999)
và chịu sự ràng buộc của các dữ liệu sẵn có.
3.2.2. Thuật Toán ACE (Alternating conditional expectation)
Thuật toán ACE được áp dụng giải quyết vấn đề khó khăn xảy ra khi sử dụng
mô hình phi tuyến tính vì khác với mô hình tuyến tính dạng hàm được xác định
dạng hàm mô hình phi tuyến rất đa dạng và nhiều khi còn bị trường hợp phi tuyến
giả tạo. ACE là thuật toán có thể chuyển đổi biến quan sát để khám phá ra mối quan
hệ phi tuyến tính tiềm ẩn, đồng thời ACE sẽ cải thiện mô hình phù hợp đáng kể so
với các mô hình tuyến tính thông thường (Wang và Murphy(2004)).
Công thức chung của một mô hình hồi quy tuyến tính cho p biến độc lập bao
gồm , , …, và một biến phụ thuộc Y được trình bày bằng phương trình:
𝑋𝑋1 𝑋𝑋2 𝑋𝑋𝑝𝑝 Y = + + ε
𝑝𝑝 ∑ 𝛽𝛽𝑖𝑖𝑋𝑋𝑖𝑖 𝑖𝑖=1
𝛽𝛽0 , , …, là hệ số hồi quy được ước tính, và ε là sai số ngẫu nhiên. Trong đó
, , …, và một Gỉa định rằng Y là sự kết hợp của các hiệu ứng tuyến tính của 𝛽𝛽1 𝛽𝛽𝑝𝑝
𝛽𝛽0 sai số ngẫu nhiên ε. 𝑋𝑋2 𝑋𝑋𝑝𝑝 𝑋𝑋1
Hồi quy bội thông thường đòi hỏi phải giả định mối quan hệ giữa các biến là
tuyến tính được coi là một ưu tiên, do đó vấn đề ước tính tập hợp các thông số được
- 19 -
giảm chỉ còn lại việc ước tính tham số. Cách tiếp cận tham số này chỉ có thể thành
công khi giả định về mối quan hệ tuyến tính giữa các biến là chính xác.Khi mối
quan hệ giữa các biến phụ thuộc và biến độc lập là không biết hoặc không chính
xác, hồi quy tuyến tính tham số có thể mang lại kết quả sai lầm và thậm chí gây
hiểu nhầm.Đây là động lực chính cho việc sử dụng các kỹ thuật hồi quy phi tham
số.
Những phương pháp hồi quy phi tham số được sử dụng để giải quyết vấn đề
khi các biến không có mối quan hệ tuyến tính. Một mô hình hồi quy ACE có dạng
chung:
𝑝𝑝 𝑖𝑖=1
θ(Y) = α + + ε
∑ Ø𝑖𝑖(𝑋𝑋𝑖𝑖) là hàm số của biến độc lập Trong đó θ là hàm số của biến phụ thuộc Y, và
với i = 1, 2 ..., p. Do đó, mô hình ACE thay thế những ước tính một hàm tuyến Ø𝑖𝑖
, , …, ) bằng cách ước tính p hàm số theo từng
tính của 1 biến p chiều X = ( 𝑋𝑋𝑖𝑖 chiều riêng biệt, và θ sử dụng phương pháp vòng lặp. Các phép chuyển đổi được 𝑋𝑋2 𝑋𝑋1
𝑋𝑋𝑝𝑝 thực hiện bằng cách giảm thiểu các sai số không giải thích được của một mối quan Ø𝑖𝑖
hệ tuyến tính giữa các phụ thuộc và các biến độc lập chuyển đổi.
Đối với một tập dữ liệu được bao gồm một biến độc lập Y và các biến phụ
thuộc , , …, , thuật toán ACE bắt đầu bằng cách xác định các triển khai ngẫu
2
, …, . Phương sai không được nhiên có kỳ vọng bằng 0 θ (Y), 𝑋𝑋1 𝑋𝑋2 𝑋𝑋𝑝𝑝
giải thích bởi một hồi quy của biến phụ thuộc vào tổng của các biến độc lập biến đổi Ø𝑝𝑝 (𝑋𝑋𝑝𝑝 ) 𝜀𝜀 Ø1(𝑋𝑋1)
2 𝜃𝜃 (θ,
(Y)] = 1). (theo đó ta có: E[
2
𝑝𝑝 𝑖𝑖=1
, …, ) = E{[ θ(Y) - )]}
2 các hàm số đơn, kết quả là các phương trình: 𝜀𝜀
∅1, ∅2 ∅𝑝𝑝 ∑ ∅𝑖𝑖(𝑋𝑋𝑖𝑖 được thực hiện thông qua các việc thực hiện tối thiểu hóa 𝜀𝜀 Tối thiểu hóa
𝑝𝑝 𝑖𝑖=1
) = E{[ θ(Y) - )]}
∑ ∅𝑖𝑖(𝑋𝑋𝑖𝑖 ∅𝑖𝑖(𝑋𝑋𝑖𝑖
- 20 -
𝑝𝑝 𝑖𝑖=1 𝑝𝑝 𝑖𝑖=1
θ(Y) = E[∑ ∅𝑖𝑖(𝑋𝑋𝑖𝑖) 𝑌𝑌⁄ ] || E[∑ ∅𝑖𝑖(𝑋𝑋𝑖𝑖) 𝑌𝑌⁄ ]||
Hai tiến trình toán học cơ bản liên quan đến việc thực hiện là kỳ vọng có
điều kiện và lặp lại cho đến khi đạt cực tiểu. Vì vậy, thuật toán này có tên là xen kẽ
có điều kiện. cuối cùng các biến , với i=1,2,…,p sau khi thực hiện chuyển đổi
( ), với i=1,2,…,p. Trong không gian tối ưu chuyển đổi biến phụ sẽ trở thành ∅𝑖𝑖(𝑋𝑋𝑖𝑖)
∗ ∅𝑖𝑖
thuộc θ(Y) sẽ trở thành: 𝑋𝑋𝑖𝑖
+ e* θ*(Y) = α +
𝑝𝑝 ∗ ∑ ∅𝑖𝑖 𝑖𝑖=1
(𝑋𝑋𝑖𝑖) Với e* là sai số ngẫu nhiên không thể loại bỏ khi sử dụng thuật toán ACE
với giả định là có một phân phối chuẩn và kỳ vọng bằng 0. Sai số hồi quy tối thiểu
e*.
Các phép chuyển đổi ACE tối ưu có nguồn gốc duy nhất của dữ liệu nhất
định và không yêu cầu một giả định nào về mẫu hàm cho biến phụ thuộc hoặc các
biến độc lập và do đó cung cấp một công cụ mạnh mẽ để phân tích dữ liệu. Hơn
nữa, thuật toán ACE có thể xử lý các biến số khác hơn so với biến liên tục như phân
loại (thứ tự hoặc không có thứ tự), số nguyên và biến chỉ số, những trường hợp này
không cần các tính toán bổ sung. Đối với các biến phân loại, chuyển đổi ACE có thể
được coi là ước lượng điểm số tối ưu cho mỗi cấp độ giá trị của biến và do đó có thể
được sử dụng để kết hợp các nhóm một cách chi li.
3.2.3. Kiểm định đồng liên kết ARDL (Autoregressive Distributed Lag)
Phương pháp ARDL được phát triển bởi Pesaran và cộng sự (1999) và
Pesaran và cộng sự (2001).ARDL còn được gọi là mô hình phân phối tự hồi quy,là
một mô hình phù hợp để ước lượng đồng liên kết tuyến tính trong dài hạn trong
trường hợp các biến là một hỗn hợp các chuỗi dừng ở sai phân bậc 0 và sai phân bậc
1, phương pháp này
- 21 -
Ta có phương trình tổng quát:
= + +
𝑝𝑝 ∑ 𝛽𝛽𝑖𝑖𝑥𝑥𝑖𝑖 𝑖𝑖=1
𝛽𝛽0 𝜀𝜀𝑡𝑡 𝑦𝑦𝑖𝑖 là Trong đó y là biến phụ thuộc y = ln(Y); x là biến độc lập x = ln(X);
nhiễu trắng 𝜀𝜀𝑡𝑡
Bước đầu tiêu trong ước lượng bằng phương pháp ARDL là sử dụng phương
pháp OLS đối với phương trình sau:
= c + dt + + + + +
𝑝𝑝 𝑖𝑖=1 ∆𝑦𝑦𝑡𝑡−1 ∑ 𝜕𝜕𝑖𝑖
𝑛𝑛 ∑ ∅𝑖𝑖 𝑖𝑖=1 là các số nhân dài hạn,
𝑝𝑝 ∑ 𝜃𝜃𝑛𝑛 ,𝑖𝑖 𝑖𝑖=1 là các hệ số trong ngắn hạn,
∆𝑦𝑦𝑡𝑡 𝛿𝛿𝑦𝑦𝑡𝑡−1 𝑥𝑥𝑖𝑖,𝑡𝑡−1 ∆𝑥𝑥𝑛𝑛 ,𝑡𝑡−1 𝑢𝑢𝑡𝑡 và Trong đó và
là nhiễu trắng, p là số lượng độ trễ tối đa mà tác giả đưa vào mô hình. 𝜕𝜕𝑖𝑖 𝜃𝜃𝑖𝑖 𝛿𝛿 ∅𝑖𝑖
𝑢𝑢𝑡𝑡 Sau khi ước lượng phương trình trên tiếp theo tác giả sử dụng kiểm định F –
, đều bằng 0. Test dựa trên giả thiết các số nhân dài hạn của các biến trễ
Gỉa thiết của giả định có thể được trình bày như sau: 𝑥𝑥𝑖𝑖,𝑡𝑡−1 𝑦𝑦𝑡𝑡−1
: = = = …= = 0
𝛿𝛿 ∅𝑖𝑖 𝐻𝐻0 ∅1 ∅2 ≠ 0 hoặc : ≠ 0
∅𝑖𝑖 𝛿𝛿 𝐻𝐻1 Bảng giá trị tới hạn được cung cấp bởi Pesaran và cộng sự (1999) được tính
toán dựa trên số lượng các biến hồi quy và các giá trị định trước đưa vào mô
hình.Có hai mức giá trị tới hạn, hay còn được gọi là giới hạn trên và giới hạn dưới.
Giới hạn dưới thể hiện mức giá trị tới hạn trong trường hợp giả trị tất cả các biến
hồi quy đều có I(0), trong khi đó giới hạn trên được tính toán với giả định tất cả các
biến đều có liên kết bậc 1, I(1). Nếu giá trị F - statistic tính toán cao hơn giới hạn
trên, giả thiết bị bác bỏ tức là giữa các biến không có mối quan hệ đồng liên
kết.Ngược lại, nếu giá trị kiểm định thấp hơn giới hạn dưới lúc này giả thiết 𝐻𝐻0
được chấp nhận. Khi giá trị F - statistic rơi vào khoảng giữa hai giá trị trên và giá trị 𝐻𝐻0 dưới lúc này kết quả kiểm định không thể kết luận nguyên nhân có thể là do bậc liên
kết của các biến hồi quy.
- 22 -
Nếu tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến được xác định với
kiểm định F – statistic, bước tiếp theo là ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa các
biến. Mô hình ARDL tổng quát có dạng:
𝑝𝑝 𝑖𝑖=1
𝑞𝑞𝑛𝑛 𝑖𝑖=1
= + t + + + …+ +
𝑞𝑞1 ∑ 𝛼𝛼2,𝑖𝑖𝑥𝑥1,𝑡𝑡−1 𝑖𝑖=1 là độ trễ tối ưu của mô hình,
𝑦𝑦𝑡𝑡 𝛼𝛼0 𝛼𝛼𝑡𝑡 ∑ 𝜀𝜀𝑛𝑛 ,𝑖𝑖𝑦𝑦𝑡𝑡−1 𝑤𝑤𝑡𝑡 ∑ 𝛼𝛼1,𝑖𝑖𝑦𝑦𝑡𝑡−1 , …, , là sai số. Việc lựa Trong đó p,
chọn độ trễ tối ưu cho các biến của mô hình được thực hiện bằng xem xét các tiêu 𝑞𝑞2 𝑤𝑤𝑡𝑡 𝑞𝑞𝑛𝑛
2
𝑞𝑞1 , hay tối thiểu hóa hóa theo tiêu chuẩn SC hay SBC. chuẩn tối đa hóa
𝑅𝑅 Các hệ số được tính theo công thức sau:
𝛼𝛼1,𝑖𝑖
𝛼𝛼0 𝑝𝑝 (1− ∑ 𝑖𝑖=1
𝛽𝛽 =
)
𝛼𝛼1,𝑖𝑖
)
𝛼𝛼𝑡𝑡 𝑝𝑝 (1− ∑ 𝑖𝑖=1
𝛽𝛽0 =
𝛽𝛽𝑡𝑡
∑
𝛼𝛼𝑗𝑗 .𝑖𝑖
𝛼𝛼1,𝑖𝑖
)
𝑞𝑞 𝑗𝑗 𝑖𝑖=0 𝑝𝑝 (1− ∑ 𝑖𝑖=1
=
𝛽𝛽𝑗𝑗 Với j = 1,2, …,n. Các hệ số là các hệ số đồng liên kết trong dài hạn của
các biến. Phương trình đồng liên kết mới ước lượng được, chúng ta có thể phân tích 𝛽𝛽𝑗𝑗
sự tương tác của các biến trong dài hạn.
3.2.4. Tiến trình kiểm định
Tiến trình kiểm định được chia làm hai bước chính:
Bước thứ nhất: tác giả kiểm định mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa
các biến. Nếu đồng liên kết tuyến tính xảy ra cho thấy giữa các biến có mối quan hệ
tuyến tính trong dài hạn.Nếu đồng liên kết tuyến tính không xảy ra cho thấy tỷ giá
hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản không có mối quan hệ tuyến tính
trong dài hạn.Nếu điều này xảy ra tác giả chuyển qua bước thứ hai.
Bước thứ hai: tác giả kiểm định mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến tính. Để
thực hiện kiểm định này, tác giả sử dụng thuật toán ACE để biến đổi các biến trong
- 23 -
mô hình. Theo Granger và Hallman (1991), các biến ban đầu của (i=1,2,…,k)
(i=1,2,…,k) sao cho là đồng liên kết phi tuyến nếu tồn tại các hàm phi tuyến f và 𝑦𝑦𝑡𝑡, 𝑥𝑥𝑖𝑖𝑡𝑡
f( ) và ( ) (i=1,2,…,k) là các chuỗi I(1) hay có liên kết bậc 1, và tồn tại một
𝑔𝑔𝑖𝑖 ) (i=1,2,…,k) là I(0). Như vậy, quan hệ đồng ) và ( 𝑦𝑦𝑡𝑡 kết hợp tuyến tính của f( 𝑥𝑥𝑖𝑖𝑡𝑡 𝑔𝑔𝑖𝑖
liên kết tuyến tính giữa các biến ACE chuyển đổi có thể được coi là quan hệ đồng 𝑔𝑔𝑖𝑖 𝑥𝑥𝑖𝑖𝑡𝑡 𝑦𝑦𝑡𝑡
liên kết phi tuyến giữa các biến ban đầu. Do thuật toán ACE có thể khiến một chuỗi
thời gian có kết hợp bậc 1 (một chuỗi I(1) trở thành một chuỗi I(0) sau khi chuyển
đổi). Vì vậy, ngay cả khi các chuỗi gốc dừng ở I(1) thì các biến sau khi chuyển đổi
vẫn dừng ở bậc 0 I(0). Nếu như các biến sau khi chuyển đổi có mối quan hệ đồng
liên kết tuyến tính thì các biến gốc sẽ có mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến.Từ đó
có thể kết luận rằng tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản có mối quan hệ
phi tuyến trong dài hạn và tác giả cũng không quên kiểm định sự phù hợp của dạng
mô hình.
3.3. Xây dựng các biến trong mô hình:
Trước khi giải thích cách xây dựng các biến trong mô hình tác giả lưu ý rằng
tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cũng giống như các yếu tố kinh tế cơ bản được thể hiện
dưới dạng giá trị tương đối của các biến trong nước với các đối tác nước ngoài.Vì
vậy, chỉ có sự khác biệt giữa các biến trong nước và nước ngoài mới tác động đến
biến động của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực. Hơn nữa, để có một đánh giá tổng thể
về mối quan hệ cân bằng giữa tỷ giá thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản, tác
giả sẽ nghiên cứu tỷ giá hối đoái thực đa phương thay vì duy nhất một tỷ giá hối
đoái song phương.
Vì vậy, tương tự như việc tính toán tỷ giá hối đoái hiệu lực, tất cả các yếu tố
kinh tế cơ bản được thể hiện bằng tỷ lệ, cụ thể là tỷ lệ tương đối giữa các biến nội
địa với các biến tương tự của đối tác nước ngoài, trong khi các biến của đối tác
nước ngoài là bình quân gia quyền của các giá trị tương ứng của đối tác thương mại
chính của nước nghiên cứu.Các trọng số tương ứng là thị phần thương mại của các
đối tác thương mại nước ngoài đối với nước sở tại. Cụ thể, đối với mỗi quốc gia tác
- 24 -
giả xác định năm đối tác thương mại lớn của Việt Nam và Malaysia theo tổng khối
lượng thương mại song phương (xuất khẩu và nhập khẩu) trong giai đoạn nghiên
cứu từ quý 1 năm 2000 đến quý 3 năm 2014. Sau khi tính thị phần thương mại của
đối tác i trong năm t theo công thức:
/
𝑊𝑊𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡 = 𝐹𝐹𝐹𝐹𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡 𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐻𝐻𝑡𝑡 Trong đó:
: là thị phần thương mại của đối tác i trong năm t đối với quốc gia H, 1.
trong đó: i=1,2,…,5 𝑊𝑊𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡
: là khối lượng thương mại của nước i với quốc gia H. 2.
: là tổng thương mại của quốc gia H với 5 đối tác kinh doanh lớn 3.
𝐹𝐹𝐹𝐹𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡 của mỗi quốc gia . 𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐻𝐻𝑡𝑡
: lần lượt biểu thị 2 quốc gia Việt Nam và Malaysia. 4.
𝐻𝐻
3.3.1. Tỷ giá thực hiệu lực – tỷ giá thực đa phương (REER – Real Effective Exchange Rate).
Trong bài nghiên cứu tác giả xác định tỷ giá hối đoái là số đơn vị ngoại tệ
trên một đơn vị nội tệ, do đó một sự gia tăng trong tỷ giá có nghĩa là một sự đánh
giá cao của đồng nội tệ. Có nhiều phương pháp để nghiên cứu tỷ giá hối đoái thực
như BEERS, FEER, REER. Tuy nhiên BEER là chỉ số chỉ dự báo được tỷ giá hối
đoái thực trong ngắn hạn, FEER là chỉ số dự báo tỷ giá trong trung hạn, chỉ có
REER là thể hiện được mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá và các yếu tố kinh tế
cơ bản. Chính vì vậy trong nghiên cứu này tác giả đã chọn REER được tính toán
theo năm gốc 2010 để làm biến đại diện cho tỷ giá thực. Tỷ giá hối đoái thực hiệu
𝑊𝑊𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡
5 𝑖𝑖=1
lực của nước H được tính như sau:
𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝐻𝐻𝑡𝑡 = 𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡 𝑅𝑅𝐻𝐻𝑡𝑡 / ∏ (𝑃𝑃𝑖𝑖𝑡𝑡 𝑅𝑅𝑖𝑖𝑡𝑡 ) Trong đó:
: Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực của quốc gia H trong thời điểm t 1.
𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝐻𝐻𝑡𝑡
- 25 -
: là chỉ số giá tiêu dùng (CPI): trong đó, là chỉ số giá tiêu 2.
là chỉ số giá tiêu dùng 𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡
dùng của quốc gia H trong khoảng thời gian t, 𝑃𝑃 của nước i (với i=1,2,…,5) 𝑃𝑃𝑖𝑖𝑡𝑡
: là tỷ giá danh : là tỷ giá danh nghĩa của đồng đô la Mỹ: trong đó, 3.
𝑅𝑅𝐻𝐻𝑡𝑡
nghĩa của đồng đô la Mỹ so với quốc gia H trong khoảng thời gian t, 𝑅𝑅 là tỷ giá danh nghĩa của đồng đô la Mỹ tại nước i trong khoảng thời gian 𝑅𝑅𝑖𝑖𝑡𝑡
t.
3.3.2. Chênh lệch trong năng suất ( PROD – Difference in Productivity)
Tác giả đã sử dụng lý thuyết điển hình trong nghiên cứu của Balassa và
Samuelson (1964) dự đoán rằng một sự gia tăng tương đối lớn về năng suất trong
lĩnh vực thương mại hàng hoá của một nền kinh tế dẫn đến một sự đánh giá cao tỷ
giá thực của đồng tiền, thường được thúc đẩy bởi sự gia tăng nhanh của giá hàng
hóa không thể giao dịch so với giá hàng hóa có thể giao dịch. Do đó, theo Balassa-
Samuelson thì giá cả tương đối của hàng hóa phi thương mại đối với hàng hóa
thương mại thường được đại diện bởi chỉ số CPI - PPI (PPI ký hiệu chỉ số giá sản
xuất) hoặc bằng bình quân đầu người GDP. Theo Kim và Korhonen (2005), nghiên
cứu này sử dụng GDP bình quân đầu người (PCGDP) làm đại diện cho sự khác biệt
𝑊𝑊𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡
5 𝑖𝑖=1
về năng suất. PROD được tính theo công thức:
𝑃𝑃𝑅𝑅𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡 = 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡 / ∏ (𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑡𝑡 ) Trong đó:
: sự khác biệt trong năng suất sản xuất của quốc gia H trong thời 1.
gian t 𝑃𝑃𝑅𝑅𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡
là thu nhập bình quân : thu nhập bình quân đầu người ; 2.
là thu nhập bình 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡
đầu người của quốc gia H trong thời gian t; 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃 quân đầu người của nước i trong thời gian t. 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑡𝑡
3.3.3. Tỷ lệ mậu dịch ( TOT – Term Of Trade)
- 26 -
Tỷ lệ mậu dịch được định nghĩa là tỷ số đo lường chênh lệch giữa giá xuất
khẩu và giá nhập khẩu của một quốc gia nhằm xác định lợi thế thương mại và được
tính bằng tỷ lệ giữa giá trị đơn vị xuất khẩu so với giá trị đơn vị nhập khẩu. Tỷ số
này thường được dùng để đại diện cho tác động của môi trường kinh tế quốc tế đến
hoạt động ngoại thương của một quốc gia, nhưng tác động của nó đối với tỷ giá hối
đoái thực lại mơ hồ do hai tác dụng trái ngược nhau. Một là tác động thu nhập, các
nhà nghiên cứu dự đoán rằng khi điều kiện thương mại được cải thiện, thu nhập từ
xuất khẩu sẽ tăng lên, nhu cầu đối với hàng hóa phi thương mại sẽ tăng lên, và do
đó giá hàng hóa phi thương mại sẽ tăng lên, dẫn đến một sự gia tăng tỷ giá hối đoái
thực hay nói cách khác đồng nội tệ được định giá cao. Tác động thứ hai là hiệu ứng
thay thế, theo đó các nhà nghiên cứu dự đoán rằng sự cải thiện về mặt thương mại
có nghĩa là hàng nhập khẩu trở nên rẻ hơn, và ít nhất là một phần của nhu cầu trong
nước đối với hàng hóa phi thương mại sẽ được thay thế bởi hàng nhập khẩu, do đó
giá hàng hóa phi thương mại sẽ được giảm xuống. Điều này sẽ dẫn đến tỷ giá thực
giảm hay nói cách khác chính là sự mất giá của đồng nội tệ.
Trong bài nghiên này, tác giả sử dụng tỷ số giá trị xuất khẩu so với giá trị
nhập khẩu đối với các quốc gia không có dữ liệu giá trị xuất nhập khẩu đơn vị
𝑊𝑊𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡
TOT được tính theo công thức:
𝑋𝑋𝑋𝑋𝐻𝐻𝑡𝑡 5 𝑀𝑀𝑋𝑋𝐻𝐻𝑡𝑡 )/ ∏ (𝑋𝑋𝑋𝑋𝑖𝑖𝑡𝑡 /𝑀𝑀𝑋𝑋𝑖𝑖𝑡𝑡 ) 𝑖𝑖=1
𝐹𝐹𝑃𝑃𝐹𝐹𝐻𝐻𝑡𝑡 = ( Trong đó:
là tỷ lệ mậu dịch của quốc gia H trong khoảng thời gian t 1.
là giá trị xuất khẩu đơn vị của quốc 2. XV là giá trị xuất khẩu đơn vị;
là giá trị xuất khẩu đơn vị của quốc 𝐹𝐹𝑃𝑃𝐹𝐹𝐻𝐻𝑡𝑡 gia H trong khoảng thời gian t;
gia i trong khoảng thời gian t. 𝑋𝑋𝑋𝑋𝐻𝐻𝑡𝑡 𝑋𝑋𝑋𝑋𝑖𝑖𝑡𝑡
là giá trị nhập khẩu đơn vị của 3. MV là giá trị nhập khẩu đơn vị;
là giá trị nhập khẩu đơn vị của quốc giá H trong khoảng thời gian t; 𝑀𝑀𝑋𝑋𝐻𝐻𝑡𝑡
quốc gia i trong khoảng thời gian t. 𝑀𝑀𝑋𝑋𝑖𝑖𝑡𝑡
- 27 -
3.3.4. Chi tiêu chính phủ (GEXP – Government Expenditure):
Chi tiêu chính phủ (GEXP) được tính bằng tỷ lệ tổng chi tiêu chính phủ so
với GDP, chỉ tiêu này đại diện cho chính sách tài khóa của chính phủ.Mối quan hệ
giữa GEXP và REER được Frenkel và Razin (1996) phân tích hoàn chỉnh. Theo đó,
GEXP tác động đến tiêu dùng tư nhân và REER thông qua 2 hướng: thứ nhất, nếu
chi chính phủ bao gồm phần lớn là hàng hóa phi ngoại thương, GEXP tăng sẽ làm
tăng áp lực cầu nội địa, gia tăng giá tương đối của hàng hóa phi ngoại thương dẫn
đến giảm REER và theo hướng này, tác động của GEXP đến tiêu dùng tư nhân và
REER phụ thuộc vào đặc điểm của hàm hữu dụng; thứ hai nếu phần lớn chi tiêu
chính phủ là hàng hóa ngoại thương, GEXP tăng sẽ làm cán cân thương mại xấu đi,
REER tăng. Vì vậy, khó dự đoán hướng tác động của GEXP lên REER (Ting,
2009).
Vì vậy, chi tiêu chính phủ cao với một thời gian dài có thể gây ra tỷ giá thực
giảm hay đồng nội tệ bị định giá thấp. Biến này được tính bằng tỷ số chi tiêu chính
phủ so với GDP danh nghĩa
𝑊𝑊𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡
5 𝑖𝑖=1
GEXP được tính toán theo công thức:
𝑃𝑃𝑅𝑅𝑋𝑋 𝐻𝐻𝑡𝑡 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡 )/ ∏ (𝑃𝑃𝑅𝑅𝑋𝑋𝑖𝑖𝑡𝑡 /𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑡𝑡 )
𝑃𝑃𝑅𝑅𝑋𝑋𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡 = ( Trong đó:
: là chi tiêu chính phủ của chính phủ quốc gia H trong khoảng 1.
thời gian t. 𝑃𝑃𝑅𝑅𝑋𝑋𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡
: là mức chi tiêu 2. GEX : là mức chi tiêu tuyệt đối của chính phủ;
là mức chi
tuyệt đối của chính phủ quốc gia H trong thời gian t; 𝑃𝑃𝑅𝑅𝑋𝑋𝐻𝐻𝑡𝑡 tiêu tuyệt đối của chính phủ quốc gia I trong thời gian t.
𝑃𝑃𝑅𝑅𝑋𝑋𝑖𝑖𝑡𝑡 : là tổng sản phẩm quốc nội 3. GDP : là tổng sản phẩm quốc nội;
là tổng sản phẩm quốc nội quốc gia H trong khoảng thời gian t; 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡
quốc gia i trong khoảng thời gian t. 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑡𝑡
- 28 -
3.3.5. Độ mở của nền kinh tế (OPEN – Openness of economy)
Biến OPEN đo lường mức độ mở cửa của nền kinh tế,được sử dụng làm
biến đại diện cho chính sách ngoại thương. Nó được tính bằng tỷ số giữa tổng
thương mại (nhập khẩu cộng với xuất khẩu) so với GDP.Chính sách ngoại thương
càng theo hướng tự do hóa, thì độ mở của nền kinh tế càng lớn.Về mặt lý thuyết, tác
động của sự mở cửa kinh tế đối với về tỷ giá hối đoái thực là không chắc chắn. Do
đó không thể đoán trước tác động của biến này lên tỷ giá hối đoái thực. Sự mở cửa
của nền kinh tế có thể thay đổi do kết quả của việc giảm thuế nhập khẩu, tăng hạn
ngạch nhập khẩu, hoặc giảm thuế xuất khẩu. Việc giảm thuế hoặc tăng hạn ngạch có
thể làm giảm giá hàng hóa thương mại trong nước. Điều này dẫn đến cả hiệu ứng
thu nhập và hiệu ứng thay thế. Hiệu ứng thay thế trong một hay nhiều giai đoạn,
giảm giá hàng thương mại sẽ kích thích sự gia tăng của cầu hàng nhập khẩu dẫn đến
một sự suy giảm trong cán cân thương mại, từ đó dẫn đến việc tỷ giá thực giảm hay
chính là đồng nội tệ bị định giá thấp. Tuy nhiên, hiệu ứng thu nhập của sự mở cửa
đối với hàng hóa phi thương mại là không rõ ràng và phụ thuộc vào xu hướng tiêu
dùng của nhà nước thiên về hàng hóa thương mại hay phi thương mại. Nếu thu nhập
tăng thêm được sử dụng chi tiêu cho hàng hóa phi thương mại nhiều hơn thì tỷ giá
thực dự kiến sẽ tăng. Connolly và Devereux (1995) lập luận rằng hiệu ứng thay thế
của sự cởi mở thường chiếm ưu thế hơn hiệu ứng thu nhập trong các trường hợp
này. Vì vậy, sự gia tăng sự mở cửa thương mại theo cách này có thể dẫn đến mất giá
của đồng nội tệ thông qua sự suy thoái của cán cân thương mại. Nếu sự mở cửa
được tăng lên thông qua thuế xuất khẩu giảm, như lập luận của Connolly và
Devereux (1995), hiệu ứng thu nhập và thay thế có xu hướng tác động cùng chiều
với những thay đổi trong xuất khẩu. Trong trường hợp này cán cân thương mại sẽ
được cải thiện và do đó dẫn đến một tỷ lệ giá hối đoái thực sẽ tăng.
𝑊𝑊𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡
5 𝑖𝑖=1
OPEN được tính toán bằng công thức:
𝑃𝑃𝑃𝑃𝑅𝑅𝑂𝑂𝐻𝐻𝑡𝑡 = (𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐻𝐻𝑡𝑡 /𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡 )/ ∏ (𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝑖𝑖𝑡𝑡 /𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑡𝑡 )
- 29 -
Trong đó:
: là độ mở của nền kinh tế quốc gia H trong khoảng thời gian t. 1.
: là đại diện cho 2. TFT: là đại diện cho tổng giá trị ngoại thương;
𝑃𝑃𝑃𝑃𝑅𝑅𝑂𝑂𝐻𝐻𝑡𝑡 tổng giá trị ngoại thương của quốc gia H trong khoảng thời gian t; : 𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐻𝐻𝑡𝑡
là đại diện cho tổng giá trị ngoại thương của quốc gia i trong khoảng thời 𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝑖𝑖𝑡𝑡
gian t.
3.3.6 Tài sản nước ngoài ròng (NFA – Net Foreign Assets)
Tài sản nước ngoài ròng bằng với tổng tài sản nước ngoài của một quốc gia
trừ đi tổng số nợ nước ngoài của quốc gia đó. Từ góc độ quan điểm cân bằng danh
mục đầu tư, thâm hụt trong tài khoản vãng lai làm tăng nợ nước ngoài ròng của một
quốc gia, trong đó nợ được tài trợ bởi dòng vốn quốc tế. Tuy nhiên, các nhà đầu tư
nước ngoài yêu cầu lợi tức cao hơn để bắt đầu có những điều chỉnh cần thiết trong
danh mục đầu tư của họ.Với mức lãi suất nhất định, điều này chỉ có thể được thực
hiện thông qua sự mất giá của tiền tệ của quốc gia nợ. Ngoài ra, kênh cán cân thanh
toán giả định rằng nợ nước ngoài tích lũy thông qua thâm hụt tài khoản vãng lai
phải được trả lãi bằng các khoản thanh toán lãi suất, có thể được tài trợ bằng thặng
dư thương mại. Điều này sẽ đòi hỏi một sự mất giá của tiền tệ, do đó khả năng cạnh
tranh quốc tế của đất nước có thể được tăng cường và để xuất khẩu ròng có thể đạt
được. Vì vậy, vị thế tài sản nước ngoài ròng mạnh dẫn đến tỷ giá hối đoái tăng đồng
nội tệ được định giá cao, trong khi một vị trí yếu dự kiến sẽ gắn liền với sự mất giá
đồng nội tệ.Chính vì thế, sự tăng lên của NFA thường tác động làm giảm REER và
ngược lại.
𝐹𝐹𝐹𝐹𝑁𝑁𝐻𝐻𝑡𝑡 − 𝐹𝐹𝐹𝐹𝑇𝑇𝐻𝐻𝑡𝑡
𝐹𝐹𝐹𝐹𝑁𝑁𝑖𝑖𝑡𝑡 − 𝐹𝐹𝐹𝐹𝑇𝑇𝑖𝑖𝑡𝑡
𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡
𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑡𝑡
NFA được tính theo công thức:
5 − ∑ 𝑊𝑊𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡 𝑖𝑖=1
𝑂𝑂𝐹𝐹𝑁𝑁𝐻𝐻𝑡𝑡 = Trong đó:
: là tài sản nước ngoài ròng của quốc gia H trong thời gian t. 1.
𝑂𝑂𝐹𝐹𝑁𝑁𝐻𝐻𝑡𝑡
- 30 -
: là tổng tài sản nước ngoài của 2. TFA: là tổng tài sản nước ngoài;
: là tổng tài sản nước ngoài của quốc quốc gia H trong thời gian t; 𝐹𝐹𝐹𝐹𝑁𝑁𝐻𝐻𝑡𝑡
gia i trong thời gian t. 𝐹𝐹𝐹𝐹𝑁𝑁𝑖𝑖𝑡𝑡
: là tổng nợ nước ngoài của quốc gia 3. TFL: là tổng nợ nước ngoài;
H trong thời gian t; : là tổng nợ nước ngoài của quốc gia i trong thời 𝐹𝐹𝐹𝐹𝑇𝑇𝐻𝐻𝑡𝑡
gian t. 𝐹𝐹𝐹𝐹𝑇𝑇𝑖𝑖𝑡𝑡
Các số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm dữ liệu quý của Việt
Nam và Malaysiacùng 5 đối tác thương mại lớn của mỗi quốc gia trong giai đoạn từ
quí 1 năm 2000 đến quý 3 năm 2014. Ngoại trừ các trường hợp quy định tại các
chú thích liên quan, các dữ liệu được sử dụng để tính toán các biến ở trên được lấy
trực tiếp từ cơ sở dữ liệu của IMF: Thống kê Thương mại (DOTS), Thống kê tài
chính quốc tế (IFS) và Tổng cục thống kê (GSO). Lưu ý rằng trừ khi có những ghi
chú khác, các biến thường biểu thị hàm logarit của các biến tương ứng trong phân
tích thực nghiệm ví dụ reer=ln(REER).
- 31 -
CHƯƠNG 4:
KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI
THỰC HIỆU LỰC VÀ CÁC YẾU TỐ KINH TẾ CƠ BẢN Ở
VIỆT NAM VÀ MALAYSIAGIAI ĐOẠN 2000 – 2014
4.1. Tiến trình kiểm định và kết quả
4.1.1 Kiểm định số liệu gốc ban đầu
Trước khi kiểm định đồng liên kết của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với các
yếu tố kinh tế cơ bản, tác giả tiến hành kiểm định tính dừng của các biến trong mô
hình bằng kiểm định nghiệm đơn vị ADF test.
Kết quả kiểm định ADF test ở Việt Nam (trình bày trong bảng 4.1.1.a) cho
thấy chỉ duy có biến tot dừng ở bậc 0 còn tất cả các biến còn lại reer, prod, open,
gexp, NFA đều dừng ở sai phân bậc 1. Kết quả kiểm định ADF Malaysia (trình bày
trong bảng 4.1.1.b) cho thấy biến tot dừng ở bậc 0, các biến còn lại đều dừng ở sai
phân bậc 1.Như vậy, kiểm định ARDL được lựa chọn để kiểm định đồng liên kết
trong trường hợp này là thích hợp nhất theo Pesaran và cộng sự (1999).
Bảng 4.1.1.a: Kết quả kiểm định ADF test cho các biến gốc (Việt Nam)
Gía trị kiểm Giá trị tới hạn
Biến Hệ số chặn Xu hướng định tại mức
ý nghĩa 5%
reer Có Không -0.960 -2.924
prod Có Có -1.735 -2.927
Tot Có Không -3.664 -2.924
open Có Không -0.108 -2.924
- 32 -
gexp Có Không -1.408 -2.924
NFA Có Không -0.103 -2.926
D(reer) Không Không -5.300 -2.925
D(prod) Không Không -3.063 -2.927
D(open) Không Không -6.884 -2.925
D(gexp) Không Không -5.481 -2.925
D(NFA) Không Không -7.467 -2.926
( Việc đưa hệ số chặn và biến xu hướng được xác định dựa trên biểu đồ thời gian
của từng biến. Độ trễ được lựa chọn theo kiểm định Schwarz dựa trên tiêu chuẩn
SC).
Bảng 4.1.1.b:Kết quả kiểm định ADF test cho các biến gốc (Malaysia)
Biến Hệ số chặn Xu hướng Gía trị kiểm Giá trị tới hạn
định tại mức
ý nghĩa 5%
Reer Có Có -0.617 -2.925
prod Có Có -0.605 -2.924
Tot Có Có -3.570 -2.924
open Có Không -0.828 -2.924
gexp Có Có -2.695 -2.927
NFA Có Không -1.648 -2.924
D(reer) Không Không -3.274 -2.927
D(prod) Không Không -3.576 -2.928
D(open) Không Không -6.259 -2.925
D(gexp) Không Không -3.574 -2.927
D(NFA) Không Không -5.640 -2.925
- 33 -
( Việc đưa hệ số chặn và biến xu hướng được xác định dựa trên biểu đồ thời gian
của từng biến. Độ trễ được lựa chọn theo kiểm định Schwarz dựa trên tiêu chuẩn
SC)
• Hình vẽ xu hướngcác biến gốc của Việt Nam theo kiểm định ADF
- 34 -
• Hình vẽ xu hướng các biến gốc củaMalaysia theo kết quả kiểm định ADF
- 35 -
Sau khi xác định tính dừng của các biến gốc, tác giả sử dụng phương pháp
ARDL để kiểm định tính đồng liên kết giữa các biến gốc.Mô hình kiểm định ARDL
được trình bày như ở chương ba.
Việc đầu tiên khi sử dụng mô hình ARDL là tác giả phải chọn độ trễ tối ưu
để lựa chọn mô hình phù hợp.Có rất nhiều cách cũng như tiêu chuẩn để lựa chọn độ
trễ tối ưu, trong bài tác giả dựa vào tiêu chuẩn SC để lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô
hình nghiên cứu.Kết quả độ trễ tối ưu được lựa chọn dựa trên phần mềm Stata dành
cho mô hình ARDL lựa chọn mẫu mô hình có giá trị SC là nhỏ nhất. Tác giả lựa
chọn được mô hình phù hợp cho các biến gốc Việt Nam là ARDL (3;0;0;0;0;0) và
mô hình phù hợp cho các biến gốc Malaysialà ARDL (0;0;0;3;2;0)
Tác giả tiến hành kiểm định mô hình ARDL và sử dụng kiểm định Wald để
tìm ra xem giữa các biến gốc có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính hay không.
Kết quả kiểm định Việt Nam được trình bày theo Bảng 4.1.1.cvà Bảng 4.1.1.d; Kết
quả kiểm định Malaysia được trình bày theo Bảng 4.1.1.e và Bảng 4.1.1.f
- 36 -
Source SS df MS Number of obs = 54 F( 32, 21) = 1.57 Model 1.4648e-07 32 4.5774e-09 Prob > F = 0.1397 Residual 6.1074e-08 21 2.9083e-09 R-squared = 0.7057 Adj R-squared = 0.2573 Total 2.0755e-07 53 3.9160e-09 Root MSE = 5.4e-05
L3D.reer Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] reer L4D. -.0191708 .2022085 -0.09 0.925 -.4396865 .4013448 L1. .0352702 .1004189 0.35 0.729 -.1735624 .2441028 prod L1. .0016991 .002516 0.68 0.507 -.0035331 .0069314 tot L1. -.0002038 .0002971 -0.69 0.500 -.0008217 .0004141 open L1. -.0000192 .0001195 -0.16 0.874 -.0002678 .0002294 gexp L1. .0016939 .0008651 1.96 0.064 -.0001052 .0034931 nfa L1. .0000595 .0001476 0.40 0.691 -.0002475 .0003665 prod D1. .000147 .0008653 0.17 0.867 -.0016526 .0019465 LD. -.0011537 .0028425 -0.41 0.689 -.0070651 .0047577 L2D. .0004257 .0022672 0.19 0.853 -.0042892 .0051406 L3D. .0007653 .0017655 0.43 0.669 -.0029063 .0044369 L4D. .0008604 .0011262 0.76 0.453 -.0014816 .0032024 tot D1. -.0001382 .0001628 -0.85 0.406 -.0004767 .0002004 LD. -.0001837 .0002433 -0.76 0.459 -.0006897 .0003222 L2D. -.0000561 .0002085 -0.27 0.790 -.0004897 .0003775 L3D. -3.18e-07 .0002103 -0.00 0.999 -.0004376 .000437 L4D. .000036 .0001476 0.24 0.810 -.000271 .0003429 open D1. -.0002024 .0001447 -1.40 0.176 -.0005032 .0000984 LD. .0001179 .0002031 0.58 0.568 -.0003044 .0005402 L2D. -.0000768 .0001921 -0.40 0.693 -.0004762 .0003226 L3D. -.0002224 .0001776 -1.25 0.224 -.0005917 .000147 L4D. -.0003491 .0001685 -2.07 0.051 -.0006995 1.33e-06 gexp D1. .000892 .0009172 0.97 0.342 -.0010154 .0027994 LD. -.000778 .0011839 -0.66 0.518 -.0032399 .001684 L2D. -.0023019 .0011393 -2.02 0.056 -.0046712 .0000673 L3D. -.0012201 .0010457 -1.17 0.256 -.0033947 .0009545 L4D. -.0009457 .0011637 -0.81 0.426 -.0033657 .0014744 nfa D1. .0001125 .0000725 1.55 0.136 -.0000383 .0002633 LD. -.0000853 .0001263 -0.68 0.507 -.0003479 .0001774 L2D. -.0000973 .0000943 -1.03 0.314 -.0002934 .0000988 L3D. -.0000721 .0000846 -0.85 0.404 -.000248 .0001038 L4D. -.0000787 .0000732 -1.07 0.295 -.000231 .0000736 _cons -.0006694 .0005249 -1.28 0.216 -.001761 .0004221
Bảng 4.1.1.c: Bảng kết quả ước lượng mô hình ARDL cho các biến gốc (Việt Nam)
- 37 -
F( 6, 21) = 1.68 Prob > F = 0.1764
Bảng 4.1.1.d: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến gốc (Việt Nam) ( 1) L.reer = 0 ( 2) L.prod = 0 ( 3) L.tot = 0 ( 4) L.open = 0 ( 5) L.gexp = 0 ( 6) L.nfa = 0
- 38 -
Source SS df MS Number of obs = 54 F( 30, 23) = 5.04 Model .30223161 30 .010074387 Prob > F = 0.0001 sidual .045950915 23 .001997866 R-squared = 0.8680 Adj R-squared = 0.6959 Total .348182525 53 .006569482 Root MSE = .0447
D.reer Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] reer LD. -.3004649 .2166954 -1.39 0.179 -.7487334 .1478036 L2D. -.0056977 .1914213 -0.03 0.977 -.4016828 .3902875 L3D. -.2445613 .1849806 -1.32 0.199 -.6272228 .1381002 L4D. -.1446999 .1693112 -0.85 0.402 -.4949469 .2055471 L1. -.1413783 .1954321 -0.72 0.477 -.5456604 .2629037 prod L1. -.4411539 .2263961 -1.95 0.064 -.90949 .0271821 tot L1. .3775962 .2965283 1.27 0.216 -.2358193 .9910117 open L1. -.6641768 .3081296 -2.16 0.042 -1.301591 -.0267621 gexp L1. .0431354 .1316164 0.33 0.746 -.2291339 .3154048 nfa L1. -.207102 .115633 -1.79 0.086 -.4463071 .032103 prod D1. .2069567 .055767 3.71 0.001 .0915939 .3223196 LD. .4732997 .1550089 3.05 0.006 .1526395 .79396 L2D. .5131881 .1794178 2.86 0.009 .1420341 .8843421 L3D. .69516 .21124 3.29 0.003 .2581767 1.132143 L4D. .5842387 .2185227 2.67 0.014 .1321901 1.036287 tot D1. -.096798 .2019844 -0.48 0.636 -.5146345 .3210385 LD. -.6998949 .2945671 -2.38 0.026 -1.309253 -.0905364 L2D. -.2998928 .265828 -1.13 0.271 -.8497999 .2500143 L3D. -.4386743 .2309025 -1.90 0.070 -.9163326 .038984 L4D. -.2308061 .2303519 -1.00 0.327 -.7073253 .2457131 open L3D. .3636687 .2242847 1.62 0.119 -.1002995 .827637 L4D. .4567943 .2262473 2.02 0.055 -.0112339 .9248226 gexp L2D. -.1348818 .0674797 -2.00 0.058 -.2744743 .0047107 L3D. -.3377921 .0886305 -3.81 0.001 -.5211382 -.154446 L4D. -.1896155 .0977246 -1.94 0.065 -.3917743 .0125433 nfa D1. .0368892 .0833497 0.44 0.662 -.1355327 .2093111 LD. .1292402 .1204438 1.07 0.294 -.1199167 .3783971 L2D. .1340438 .1037201 1.29 0.209 -.0805176 .3486053 L3D. .1486801 .1191227 1.25 0.225 -.097744 .3951042 L4D. -.0691182 .0957347 -0.72 0.478 -.2671605 .1289241 _cons .0868086 .2367977 0.37 0.717 -.4030448 .576662
Bảng 4.1.1.e: Bảng kết quả ước lượng mô hình ARDL cho các biến gốc (Malaysia)
- 39 -
F( 6, 23) = 1.16 Prob > F = 0.3630
Bảng 4.1.1.f: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến gốc (Malaysia) ( 1) L.reer = 0 ( 2) L.prod = 0 ( 3) L.tot = 0 ( 4) L.open = 0 ( 5) L.gexp = 0 ( 6) L.nfa = 0
Ta biết rằng cặp biên giới hạn ở mức ý nghĩa 5% và trong mô hình có hệ số
chặn, không có biến xu hướng là [2.62;3.79] theo Pesaran và công sự (1999).
So sánh bảng giá trị kiểm định F – Statistic với giá trị tới hạn do Pesaran
(không có (1999). Nếu giá trị F-Statistic tính toán cao hơn giới hạn trên giả thiết
đồng liên kết giữa các biến) bị bác bỏ. Nếu giá trị F-Statistic tính toán thấp hơn giới 𝐻𝐻0
được chấp nhận tức không có mối quan hệ đồng liên kết giữa hạn trên giả thiết
các biến.Trường hợp giá trị F-Statistic tính toán nằm trong khoảng giữa giới hạn 𝐻𝐻0
trên và giới hạn dưới thì lúc này chưa thể kết luận được. Ta thấy giá trị F – Statistic
của hai nước Việt Nam và Malaysia (F-Statistic Việt Nam bằng 1.68; F- Statistic
Malaysia bằng 1.16) đều thấp hơn giới hạn dưới 2.62 chính vì vậy tác giả kết luận
các biến gốc không có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính.
4.1.2 Chuyển đổi dữ liệu
Khi xác định được các biến gốc không có mối quan hệ đồng liên kết tuyến
tính, tác giả thực hiện chuyển đổi ACE cho các chuỗi biến gốc. Các biến sau khi
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁 hiện chuyển đổi ACE được thực hiện nhờ phần mềm thống kê R. Tuy nhiên phương
chuyển đổi được ký hiệu: , , , , , . Việc thực
𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝 𝑡𝑡𝑝𝑝𝑡𝑡 𝑝𝑝𝑝𝑝𝑟𝑟𝑛𝑛 𝑔𝑔𝑟𝑟𝑥𝑥𝑝𝑝 𝑂𝑂𝐹𝐹𝑁𝑁
pháp ACE lại không đưa ra được mẫu hàm quan hệ giữa các biến trước và sau khi
chuyển đổi. Nên để có thể thấy được mối quan hệ giữa các biến trước và sau khi
chuyển đổi tác giả tiến hành vẽ đồ thị phân tán các biến trước và sau khi chuyển
đổi.
- 40 -
Biểu đồ4.1.2.a: Biểu đồ phân tán các biến trước và sau khi chuyển đổi (Việt Nam)
- 41 -
Biểu đồ 4.1.2.b: Biểu đồ phân tán các biến trước và sau khi chuyển đổi (Malaysia)
- 42 -
Trường hợp Việt Nam biểu đồ 4.1.2.a biểu đồ phân tán các biến trước và sau
khi chuyển đổi tại Việt Nam ta thấy tất cả các biến trước và sau khi chuyển đổi đều
có mối quan hệ phi tuyến thay đổi theo thời gian riêng mối quan hệ giữa biến reer
𝑁𝑁
và gần như là một đường thẳng cho thấy hai biến này có mối quan hệ tuyến
𝑁𝑁
𝑁𝑁
và prod; biến và tot có quan hệ phi tuyến đồng biến trong tính. Biến 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟
hầu hết khoảng thời gian nghiên cứu. Các mối quan hệ giữa biến chuyển đổi với các 𝑡𝑡𝑝𝑝𝑡𝑡 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝
biến gốc của các biến còn lại không rõ ràng.
Đối vớiMalaysia thì nhìn vào biểu đồ 4.1.2.b biểu đồ phân tán các biến trước
và sau khi chuyển đổitại Malaysia cho thấy mối quan hệ giữa các biến trước và sau
khi chuyển đổi là một mối quan hệ phi tuyến thay đổi theo thời gian ngoại trừ mối
𝑁𝑁
𝑁𝑁
quan hệ giữa biến reer và ; biến và prod có quan hệ đồng biến phi
tuyến; mối quan hệ giữa biến chuyển đổi với các biến còn lại biểu đồ không cho 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝
thấy mối quan hệ rõ ràng.
4.1.3 Kiểm định số liệu sau khi chuyển đổi
Bảng 4.1.3.a: Kết quả kiểm định ADF các chuỗi biến chuyển đổi (Việt Nam)
Biến Hệ số chặn Xu hướng Gía trị kiểm Giá trị tới hạn
định tại mức ý
nghĩa 5%
Reera Có Không -0.887 -2.924
Proda Có Có -0.815 -2.924
Tota Có Không -2.546 -2.924
Opena Có Không -0.503 -2.924
Gexpa Có Không -4.218 -2.924
NFAa Có Không -0.525 -2.924
D(reera) Không Không -6.073 -2.925
D(proda) Không Không -6.192 -2.926
D(tota) Không Không -6.073 -2.925
- 43 -
D(opena) Không Không -6.028 -2.925
D(NFAa) Không Không -7.308 -2.925
( Việc đưa hệ số chặn và biến xu hướng được xác định dựa trên biểu đồ thời gian
của từng biến. Độ trễ được lựa chọn theo kiểm định Schwarz dựa trên tiêu chuẩn
SC).
Bảng 4.1.3.b: Kết quả kiểm định ADF các chuỗi biến sau khi chuyển đổi
(Malaysia)
Biến Hệ số chặn Xu hướng Gía trị kiểm Giá trị tới hạn
định tại mức ý
nghĩa 5%
Có Không -0.791 -2.924 Reera
Có Có -0.613 -2.924 Proda
Có Không -4.495 -2.924 Tota
Có Không -1.565 -2.924 Opena
Có Không -1.528 -2.926 Gexpa
Có Không -1.320 -2.924 NFAa
Không Không -7.515 -2.925 D(reera)
Không Không -3.573 -2.926 D(proda)
Không Không -6.218 -2.925 D(opena)
Không Không -2.992 -2.927 D(gexpa)
Không Không -4.863 -2.925 D(nfaa)
( Việc đưa hệ số chặn và biến xu hướng được xác định dựa trên biểu đồ thời gian
của từng biến. Độ trễ được lựa chọn theo kiểm định Schwarz dựa trên tiêu chuẩn
SC).
- 44 -
• Hình vẽ xu hướngcác biến sau chuyển đổi của Việt Nam theo kiểm định
ADF
- 45 -
• Hình vẽ xu hướngcác biến sau chuyển đổi của Malaysia theo kiểm định
ADF
- 46 -
Dựa vào kết quả kiểm định ADF test cho thấy một hỗn hợp các biến dừng ở
sai phân bậc 0 và sai phân bậc 1 nên kiểm định ARDL được lựa để kiểm định đồng
liên kết là phù hợp.
Kết quả độ trễ tối đa được lựa chọn dựa trên phần mềm Stata dành cho mô
hình ARDL lựa chọn mẫu mô hình có giá trị SC là nhỏ nhất. Tác giả lựa chọn được
mô hình phù hợp cho các biến chuyển đổi Việt Nam là ARDL (1;1;0;1;4;0) và mô
hình phù hợp cho các biến gốc Malaysia là ARDL (1;0;1;4;0;4). Tác giả thực hiện
tiến trình tương tự như phần 4.1.1.
Ta biết rằng cặp biên giới hạn ở mức ý nghĩa 5% và trong mô hình có hệ số
chặn, không có biến xu hướng là [2.62;3.79] theo Pesaran và cộng sự (1999).
So sánh kết quả kiểm định Wald trường hợp Việt Nam bảng 4.1.3.c; bảng
4.1.3.d và cặp giới hạn thì ta thấy giá trị F-statistic (Việt Nam) = 11.17> 3.79; F-
statistic (Malaysia) = 12.17> 3.79. Như vậy, tác giả có thể kết luận được giữa các
biến sau chuyển đổi có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính.Theo nghiên cứu của
Granger (1911) và Shinn (1991) thì nếu các biến gốc không có mối quan hệ đồng
liên kết tuyến tính, mà các biến sau khi chuyển đổi sử dụng thuật toán ACE có quan
hệ đồng liên kết tuyến tính thì các biến gốc có mối quan hệ phi tuyến. Từ đó, tác giả
có thể kết luận có tồn tại mối quan hệ phi tuyến tìm ẩn giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu
lực và các yếu tố kinh tế cơ bản.
- 47 -
Source SS df MS Number of obs = 54 F( 28, 25) = 10.40 Model 3.25555539 28 .116269835 Prob > F = 0.0000 Residual .279475055 25 .011179002 R-squared = 0.9209 Adj R-squared = 0.8324 Total 3.53503045 53 .066698688 Root MSE = .10573
LD.reera Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] reera L2D. -.607824 .1368109 -4.44 0.000 -.8895913 -.3260568 L3D. -.4937543 .118115 -4.18 0.000 -.7370166 -.250492 L4D. -.1672132 .1196748 -1.40 0.175 -.413688 .0792617 L1. .9267798 .127546 7.27 0.000 .6640938 1.189466 proda L1. -.564512 .7477401 -0.75 0.457 -2.104512 .9754875 tota L1. -1.241148 .6061985 -2.05 0.051 -2.489637 .0073413 opena L1. -.9054178 .1865196 -4.85 0.000 -1.289562 -.5212736 gexpa L1. -.8384937 .3490732 -2.40 0.024 -1.557423 -.1195641 nfaa L1. -1.588232 .5380792 -2.95 0.007 -2.696427 -.4800374 proda LD. .0260496 .8205987 0.03 0.975 -1.664005 1.716104 L2D. -.2429573 .7837349 -0.31 0.759 -1.857089 1.371175 L3D. -.2663674 .5890387 -0.45 0.655 -1.479515 .9467805 L4D. -.3851334 .4052866 -0.95 0.351 -1.219837 .44957 tota D1. -.3640833 .411269 -0.89 0.384 -1.211108 .4829412 LD. 1.371991 .5746662 2.39 0.025 .1884434 2.555538 L2D. 1.395153 .4080463 3.42 0.002 .5547655 2.23554 L3D. 1.41229 .4032171 3.50 0.002 .5818488 2.242731 L4D. 1.036552 .348689 2.97 0.006 .3184132 1.75469 opena LD. .8985585 .1528871 5.88 0.000 .5836816 1.213435 L2D. .5166386 .185915 2.78 0.010 .1337394 .8995377 L3D. .428299 .1470754 2.91 0.007 .1253916 .7312064 L4D. .174009 .138337 1.26 0.220 -.1109015 .4589195 gexpa L4D. -.6826162 .4677244 -1.46 0.157 -1.645913 .2806803 nfaa D1. -.3656803 .3288693 -1.11 0.277 -1.042999 .3116387 LD. 1.484446 .4289414 3.46 0.002 .6010244 2.367867 L2D. 1.083889 .4380365 2.47 0.020 .1817361 1.986042 L3D. .8369312 .3746778 2.23 0.035 .0652679 1.608595 L4D. .637721 .2456529 2.60 0.016 .1317895 1.143653 _cons -.0460714 .023474 -1.96 0.061 -.094417 .0022742
Bảng 4.1.3.c: Kết quả kiểm định ARDL cho các biến sau khi chuyển đổi(Việt Nam)
- 48 -
F( 6, 25) = 11.17 Prob > F = 0.0000
Bảng 4.1.3.d: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến chuyển đổi (Việt Nam) ( 1) L.reera = 0 ( 2) L.proda = 0 ( 3) L.tota = 0 ( 4) L.opena = 0 ( 5) L.gexpa = 0 ( 6) L.nfaa = 0
Source SS df MS Number of obs = 54 F( 25, 28) = 11.78 Model 9.61906671 25 .384762668 Prob > F = 0.0000 Residual .91493384 28 .032676209 R-squared = 0.9131 Adj R-squared = 0.8356 Total 10.5340005 53 .198754727 Root MSE = .18077
LD.reera Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] reera L2D. -.5692618 .0921932 -6.17 0.000 -.758111 -.3804127 L3D. -.3651921 .0963774 -3.79 0.001 -.5626123 -.1677718 L4D. -.2425718 .0908757 -2.67 0.013 -.4287222 -.0564214 L1. 1.05465 .1362018 7.74 0.000 .7756532 1.333647 proda L1. -1.486016 .2023473 -7.34 0.000 -1.900505 -1.071526 tota L1. -1.581725 .4829385 -3.28 0.003 -2.57098 -.5924705 opena L1. -2.517696 .566085 -4.45 0.000 -3.677269 -1.358124 gexpa L1. .302585 .4472161 0.68 0.504 -.6134957 1.218666 nfaa L1. -.1052218 .237705 -0.44 0.661 -.5921383 .3816947 proda D1. .0764259 .1672039 0.46 0.651 -.2660759 .4189276 LD. 1.968661 .398046 4.95 0.000 1.153301 2.784021 L2D. 2.132277 .391523 5.45 0.000 1.330278 2.934275 L3D. 1.572616 .3889601 4.04 0.000 .7758677 2.369365 L4D. 1.159916 .3939265 2.94 0.006 .3529937 1.966837 tota LD. 1.433121 .3930434 3.65 0.001 .6280082 2.238234 L2D. 1.280075 .3302729 3.88 0.001 .6035417 1.956608 L3D. .740049 .2855591 2.59 0.015 .1551076 1.32499 L4D. .4602447 .216625 2.12 0.043 .0165085 .9039808 opena L4D. -.4863592 .603999 -0.81 0.427 -1.723595 .7508767 gexpa D1. .1242336 .2689362 0.46 0.648 -.4266573 .6751245 LD. -.4655568 .4451404 -1.05 0.305 -1.377386 .446272 L2D. -.4880662 .4084795 -1.19 0.242 -1.324799 .3486661 L3D. -.3816206 .3411332 -1.12 0.273 -1.0804 .317159 L4D. -.0512703 .2405073 -0.21 0.833 -.5439273 .4413866 nfaa L4D. -.2385854 .3415604 -0.70 0.491 -.9382402 .4610694 _cons -.1314033 .0476726 -2.76 0.010 -.2290562 -.0337503
Bảng 4.1.3.e: Kết quả kiểm định ARDL cho các biến sau khi chuyển đổi(Malaysia)
- 49 -
F( 6, 28) = 12.17 Prob > F = 0.0000
Bảng 4.1.3.f: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến chuyển đổi (Malaysia) ( 1) L.reera = 0 ( 2) L.proda = 0 ( 3) L.tota = 0 ( 4) L.opena = 0 ( 5) L.gexpa = 0 ( 6) L.nfaa = 0
4.2. Kết quả hồi quy
4.2.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình:
Trước khi tiến hành hồi quy tác giả tiến hành kiểm định các khuyến tật của
mô hình nghiên cứu.Tác giả tiến hành kiểm định hai mô hình, mô hình thể hiện mối
quan hệ biến độc lập và biến phụ thuộc sau khi chuyển đổi.Kết quả kiểm định được
thể hiện trong bảng 4.2.1.a và biểu đồ 4.2.1.a, biểu đồ 4.2.1.b.
Bảng 4.2.1.a: Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình F-statistic CUSUM
test
2 𝜒𝜒𝑠𝑠𝑠𝑠 (4) 0.7908
2 𝜒𝜒𝑂𝑂 (2) 1.6123
2 𝜒𝜒𝐻𝐻 (1) 0.7470
Việt Nam (4.2.2) 11.17 stable
ARDL(1;1;0;1;4;0) (0.2362) (0.1999) (0.7449)
Malaysia(4.2.3) 12.17 stable 1.6542 0.4657 0.5895
ARDL(1;0;1;4;0;4) (0.1849) (0.6316) (0.8635)
> 0.05 kết kiểm định tự tương quan của các biến trong mô hình
2 𝜒𝜒𝑠𝑠𝑠𝑠
2 𝜒𝜒𝑠𝑠𝑠𝑠
luận mô hình không có tự tương quan. (1) (1)
> kiểm định Ramsey test kiểm định sự phù hợp của dạng hàm
2 𝜒𝜒𝑂𝑂
2 𝜒𝜒𝑂𝑂
0.05 kết luận dạng hàm phù hợp. (2) (2)
> 0.05 kết luận mô kiểm định phương sai thay đổi của mô hình
2 𝜒𝜒𝐻𝐻
2 𝜒𝜒𝐻𝐻
hình không có phương sai thay đổi. (1) (1)
- 50 -
Biểu đồ4.2.1.a: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mô hình ARDL (1;1;0;1;4;0)(Việt Nam)
Biểu đồ4.2.1.b: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mô hình ARDL (1;0;1;4;0;4) (Malaysia)
- 51 -
Kiểm định CUSUM và CUSUMQ cho thấy tính vững của mô hình kết quả
kiểm định CUSUM và CUSUMQ của các biến sau khi chuyển đổi được thể theo
biểu đồ 4.2.1.a, biểu đồ 4.2.1.b. Kết quả cho thấy tất cả các đường CUSUM và
CUSUMQ đều nằm giữa hai biên giới hạn mức ý nghĩa 5%.
Từ kết quả trên cho thấy mô hình nghiên cứu là vững, phù hợp và ổn định
trong giai đoạn nghiên cứu.
4.2.2 Kết quả hồi quy Việt Nam
Sau khi kết luận các biến có mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến trong dài
hạn và mô hình nghiên cứu là vững và phù hợpthì tác giả tiến hành ước lượng mối
quan hệ giữa các biến sau khi chuyển đổi và ước lượng mối quan hệ giữa tỷ giá hối
đoái trước khi chuyển đổi và các biến độc lập sau khi chuyển đổi. Kết quả ước
lượng được trình bày trong bảng 4.2.2
- 52 -
Source SS df MS Number of obs = 59 F( 5, 53) = 195.66 Model 55.9678471 5 11.1935694 Prob > F = 0.0000 Residual 3.0321531 53 .057210436 R-squared = 0.9486 Adj R-squared = 0.9438 Total 59.0000002 58 1.01724138 Root MSE = .23919
reera Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] proda 1.214358 .2532374 4.80 0.000 .7064282 1.722288 tota 1.134722 .4040757 2.81 0.007 .3242488 1.945195 opena 1.050069 .0783069 13.41 0.000 .8930049 1.207132 gexpa 1.208812 .3856048 3.13 0.003 .435387 1.982237 nfaa .9442648 .2744331 3.44 0.001 .3938218 1.494708 _cons 7.05e-09 .0311395 0.00 1.000 -.0624579 .0624579
Bảng 4.2.2.: Kết quả ước lượng các biến sau khi chuyển đổi (Việt Nam)
Từ kết quả ước lượng ta có được phương trình thể hiện mối quan hệ
𝑁𝑁 được thể bằng phương trình (4.2.2)
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
, , , , và các biến 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁 (4.2.2)
𝑡𝑡𝑝𝑝𝑡𝑡 𝑝𝑝𝑝𝑝𝑟𝑟𝑛𝑛 𝑂𝑂𝐹𝐹𝑁𝑁 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝 = 1.214 + 1.134 𝑔𝑔𝑟𝑟𝑥𝑥𝑝𝑝 + 1.050 + 1.208 + 0.9442
𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝 𝑡𝑡𝑝𝑝𝑡𝑡 𝑝𝑝𝑝𝑝𝑟𝑟𝑛𝑛 𝑔𝑔𝑟𝑟𝑥𝑥𝑝𝑝 𝑂𝑂𝐹𝐹𝑁𝑁
Dựa vào kết quả phương trình (4.2.2) ta có thể thấy rằng tất cả các biến
ACE-chuyển đổi rất có ý nghĩa và có tác động tích cực đối với tỷ giá hối đoái thực
𝑁𝑁
hiệu lực chuyển đổi .
𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 Kết hợp với biểu đồ phân tán 4.1.2.a ta có thể rút ra một số nhận xét như sau:
- Biến prod có tác động đồng biến lên reer trong suốt thời kỳ nghiên cứu hay
nói cách khác chênh lệch trong năng suất có tác động cùng chiều đến tỷ giá hối đoái
thực hiệu lực trong suốt thời kỳ nghiên cứu. Hệ số của prod là lớn nhất cho thấy tác
động của prod lên reer là mạnh mẽ nhất. Trong điều kiện các nhân tố khác không
thay đổi khi prod giảm 1% thì reer giảm 1.214%. Như vậy khi prod giảm thì reer
giảmkhi đó đồng nội tệ đang được định giá thấp, điều này giúp tăng tính cạnh tranh
của hàng hóa, thúc đẩy xuất khẩu.
-Biến tot có tác động đồng biến lên reer trong suốt thời kỳ nghiên cứu hay
nói cách khác tỷ lệ mậu dịch có tác động cùng chiều đến tỷ giá hối đoái thực hiệu
- 53 -
lực trong suốt thời kỳ nghiên cứu.Trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi
khi tot tăng 1% thì reer tăng lên 1.134%. Tình hình thực tế tại Việt Nam thì hiệu
ứng thay thế mạnh mẽ hơn hiệu ứng thu nhập, theo đó sự cải thiện về mặt thương
mại có nghĩa là hàng nhập khẩu trở nên rẻ hơn, và ít nhất là một phần của nhu cầu
trong nước đối với hàng hóa phi thương mại sẽ được thay thế bởi hàng nhập khẩu,
do đó giá hàng hóa phi thương mại sẽ được giảm xuống. Điều này sẽ dẫn đến tỷ giá
thực giảm hay là đồng nội tệ đang được định giá thấp.
- NFA có tác động nghịch biến lên reer trong hầu hết chuỗi thời gian còn các
biến còn lại biểu đồ phân tán không cho thấy rõ được mối quan hệ giữa các biến với
biến reer.Trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi khi NFA tăng 1% thì reer
giảm 0.944 %.
- Theo ước lượng mô hình thì GEXP có tác động cùng chiều lên reer. Trong
điều kiện các nhân tố khác không thay đổi khi GEXP tăng 1% thì reer tăng lên
1.208 %. Ở Việt Nam,hiệu ứng thu nhập khá mạnh mẽ, sự gia tăng chi tiêu chính
phủ phải được tài trợ khoản bằng thuế cao hơn, việc tăng thuế dẫn đến giảm thu
nhập và giảm nhu cầu hàng hóa phi thương mại. Điều này dẫn đến giảm giá tỷ giá
hối đoái thực qua tác động thu nhập hay nói cách khác làm đồng nội tệ bị định giá
thấp.
Như vậy, các yếu tố kinh tế cơ bản tác động lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực ở Việt
Nam với chiều hướng rất khác nhauvà việc đoán xu hướng biến động của chúng để
có các chính sách kinh tế phù hợp là rất cần thiết. Trong đó biến độ mở kinh tế, chi
tiêu chính phủ tác động lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với chiều hướng khá phức
tạp, khó dự đoán mà hai biến này một đại diện cho chính sách ngoại thương, một
biến đại diện cho chính sách tài khóa của chính phủ nên việc xác định xu hướng
biến động của chúng càng trở vô cùng rất cần thiết trong tình hình kinh tế thế giới
không ngừng biến động như hiện nay. Có thể lấy độ mở nền kinh tế làm ví dụ, Việt
Nam hiện có độ mở khá cao, tăng lên tương đối nhanh và khó kiểm soát vì xuất
khẩu chịu ảnh hưởng rất lớn từ môi trường kinh tế quốc tế. Độ mở này là kết quả
- 54 -
của đường lối đổi mới và mở cửa hội nhập với thế giới trong điều kiện toàn cầu hóa
và thế giới phẳng, của chủ trương đa dạng hóa, đa phương hóa với độ mở như trên,
mọi biến động của thế giới sẽ tác động nhanh tới nền kinh tế ở trong nước, thậm chí
dễ bị cuốn vào vòng xoáy của những biến động đó, do đó đòi hỏi phải có giải pháp
tranh thủ các tác động tích cực, hạn chế các tác động tiêu cực đối với sự thay đổi
không ngừng của kinh tế thế giới.
4.2.3 Kết quả hồi quy Malaysia
Source SS df MS Number of obs = 59 F( 5, 53) = 141.59 Model 54.8907934 5 10.9781587 Prob > F = 0.0000 Residual 4.10920687 53 .077532205 R-squared = 0.9304 Adj R-squared = 0.9238 Total 59.0000003 58 1.01724138 Root MSE = .27845
reera Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] proda 1.156087 .1019733 11.34 0.000 .9515544 1.36062 tota .888799 .2734527 3.25 0.002 .3403223 1.437276 opena 2.495438 .4544756 5.49 0.000 1.583876 3.407001 gexpa 1.215156 .1987053 6.12 0.000 .8166039 1.613708 nfaa .9276335 .1692568 5.48 0.000 .5881475 1.26712 _cons 1.13e-09 .0362506 0.00 1.000 -.0727095 .0727095
Bảng 4.2.3.: Kết quả ước lượng các biến sau khi chuyển đổi Malaysia)
Từ kết quả ước lượng ta có được phương trình thể hiện mối quan hệ
𝑁𝑁 được thể bằng phương trình (4.2.3)
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
, , , , và các biến 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑁𝑁
𝑝𝑝𝑝𝑝𝑟𝑟𝑛𝑛 𝑂𝑂𝐹𝐹𝑁𝑁 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝 = 1.156 𝑡𝑡𝑝𝑝𝑡𝑡 + 0.888 𝑔𝑔𝑟𝑟𝑥𝑥𝑝𝑝 + 2.495 + 1.2151
𝑁𝑁
(4.2.3) + 0.927 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝 𝑝𝑝𝑝𝑝𝑟𝑟𝑛𝑛 𝑔𝑔𝑟𝑟𝑥𝑥𝑝𝑝 𝑡𝑡𝑝𝑝𝑡𝑡
𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 Kết hợp với biểu đồ phân tán 4.1.2.b ta thấy chỉ có biến prod có tác động 𝑂𝑂𝐹𝐹𝑁𝑁
đồng biến lên reer; NFA vàgexp có tác động nghịch biến lên reer trong hầu hết
chuỗi thời gian còn biến tot và open biểu đồ phân tán không cho thấy rõ được mối
quan hệ với biến reer.
Như vậy, mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu và các yếu số kinh tế cơ bản ở
hai quốc gia Việt Nam và Malaysiađều là mối quan hệ phi tuyến.Mặc dù điều kiện
- 55 -
tự nhiên, kinh tế, chính trị, xã hội cũng như chiều hướng và mức độ tác động của
từng biến số kinh tế cơ bản lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực ở mỗi nước là khác
nhau nhưng chúng ta có thể học hỏi kinh nghiệm phát triển kinh tế của Malaysia -
nước đi đầu trong quá trình phát triển kinh tế hướng tới mục tiêu trở thành nước
phát triển - để có thể đề ra các chính sách phù hợp và hiệu quả đưa nền kinh tế Việt
Nam phát triển mạnh mẽ trong tương lai.
- 56 -
CHƯƠNG 5:
KẾT LUẬN
Về mặt lý thuyết, có ba mối quan hệ có thể có giữa tỷ giá hối đoái và các yếu
tố kinh tế cơ bản: quan hệ đồng liên kết tuyến tính, đồng liên kết phi tuyến và không
có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính hay phi tuyến. Trên thực tế, không có lý
thuyết kinh tế nào có thể đảm bảo rằng mối quan hệ giữa các biến số kinh tế phải là
tuyến tính.Khi bỏ qua các trường hợp phi tuyến có thể dẫn đến kết luận sai lầm rằng
không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ
bản.Bài nghiên cứu cố gắng tìm ra mối quan hệ phi tuyến tiềm ẩn giữa tỷ giả thực
hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản đối với hai đồng tiềnVND (Việt Nam đồng) và
MYR(Malaysian Ringgit).
Tác giả đã thu thập dữ liệu của Việt Nam, Malaysia và năm đối tác thương
mại tương đối lớn của mỗi nước trong giai đoạn nghiên cứu từ Q1.2000 – Q3.2014
và sử dụngmô hình ARDL kết hợp với thuật toán ACE để tìm kiếm mối quan hệ phi
tuyến tiềm ẩn giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản. Kết
quả cho thấy cho cả VND (Việt Nam đồng) và MYR (Malaysian Ringgit)đều tồn tại
mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với năm yếu
tố kinh tế cơ bản gồm chênh lệch trong năng suất, tỷ lệ mậu dịch, độ mở của nền
kinh tế, tài sản nước ngoài ròng và chi tiêu chính phủ.
Kết quả bài nghiên đã tìm mối quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái
thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản, so với các mô hình đồng liên kết tuyến
tính, mô hình phi tuyến cho ta thấy sự phức tạp về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái
thực tế và các yếu tố kinh tế cơ bản trong dài hạn và trong chừng mực nào đó cung
cấp linh hoạt hơn trong việc giải thích các vấn đề tỷ giá hối đoái thực hiệu lực. Cuối
cùng, kết quả cho thấy mặc dù các tỷ giá hối đoái thực hiệu lực của hai đồng tiền
VND và MYR đều có mối quan hệ phi tuyến trong dài hạn với các yếu tố kinh tế cơ
bản nhưng vẫn có sự khác biệt về chiều hướng tác động của các yếu tố kinh tế cơ
bản lên tỷ giá hối đoái thực.
- 57 -
Kết quả này có ý nghĩa trong việc hoạch định các chính sách liên quan đến tỷ
giá hối đoái, mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và yếu tố kinh tế cơ bản
là phi tuyến vì thếviệc hoạch định chính sách không nên sử dụng các hệ số co giãn
liên tục như nhau ngụ ý bởi mô hình đồng liên kết tuyến tính mà các nhà hoạch định
chính sách cần phải đưa ra được những chính sách phù hợp trong bối cảnh kinh tế
cụ thể, vì chiều hướng tác động của các yếu tố kinh tế cơ bản lên tỷ giá hối đoái
cũng có thể bị đảo ngược nếu bối cảnh kinh tế thay đổi .Vì vậy, khi thực hiện chính
sách tỷ giá cần phải thận trọng để đảm bảo chính sách được sử dụng là phù hợp và
đem lại kết quả như kỳ vọng.
HẠN CHẾ VÀ HƯỚNG MỞ RỘNG NGHIÊN CỨU
Bài nghiên cứu này còn có nhiều hạn chế:
1.Nguồn số liệu: Số liệu chủ yếu lấy từ nguồn IFS và DOCS của IMF, tuy
nhiên số liệu công bố của IFM không đủ cho tất cả các quý trong thời gian nghiên
cứu đối với Việt Nam nên tác giả phải tổng hợp từ nhiều nguồn khác để bổ sung
nên số liệu không thể thống nhất xuyên suôt cả đề tài.
2.Trong bài nghiên cứu tác giả tính toán các tỷ số thông qua việc dựa trên
đồng tiền của Việt Nam và Malaysia với 5 đối tác thương mại điển hình của từng
quốc gia, tuy nhiên trên thực tế cả hai quốc gia đều còn rất nhiều đối tác thương mại
khác.
3.Nghiên cứu chỉ mới kiểm định mối quan hệ của tỷ giá thực hiệu lực đa
phương với năm yếu tố kinh tế cơ bản. Thực tế, tỷ giá hối đoái thực còn chịu tác
động bởi nhiều yếu tố kinh tế khác mà nghiên cứu chưa xem xét và đưa vào nghiên
cứu, trong đó có thể có nhưng yếu tố kinh tế đặc thù của Việt Nam hay Malaysia
chưa được xem xét. Đây cũng có thể là hướng mở rộng nghiên cứu của đề tài.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tài liệu tiếng Anh
[1] Balassa and Samuelson (1964), “The Purchasing Power Parity: A Reappraisal”, Journal of Political economy, 584-596.
[2] Chinn,M.D (1991), “Some linear and nonlinear thoughts on exchange rates”. Journal of International Money and Finance 10, 214-230.
[3] Clark,P.B, and R. Macdonald (1998),”Exchange Rates and Economic Fundamentals Methodological Comparison of BEER and FEERs”, IMF Working Paper 98/67,Washington: International Monetary Fund.
[4] Connolly,and J.Devereux(1995),”The Equilibrium Real Exchange Rate: Theory and Evidence for Latin American”, Oxford University Press, New York, 1954-81.
[5] Dave Giles’Blog (2013),”ARDL Model – Bounds Test”.
[6] Edwards,S.,(1989)”Real Exchange Rates, Devaluation, and Adjustment”, MIT Press, Cambridge, and (1994), “Real and Monetary Determinants of Real Exchange Rates Behavior: Theory and Evidence from Developing Countries”. Institute for International Economics, Washington DC,61-90.
[7] Elbadawi (1994),”Estimating Long – Run Equlibrium Real Exchange Rates”. Institute for International Economics, Washington DC, 93-131.
[8] Fisher,C.,(2004),” Real Currency Appreciation in Accession Countries: Balassa – Samuelson and investment Demand”. Review of World Economic,Vol.140(2), 179-210.
[9] Frankel,J.A. and M.Mussa, (1998),” Exchange Rates and the Balance of Payments”, Handbook of International Economics, Vol.2, Elsevier Sciene Publishers, Amsterdam.
[10] Froot,K.A. and K.Rogoff, (1986),” Perspectives on PPP and Long – Run Real Exchange Rates”. Handbook of International Economics, Vol.3, North holland, Amsterdam, 1647-1688.
[11] Granger, C.W.J. and J.J Hallman, (1911),” Long – Memory Series with Attractors”. Oxford Blletin of Economics and Statistics 53,11-26.
[12] Hassler, Uwe,Wolters, Jurgen (2005), “ Autoregressive distributed lag models and Cointegration”, Free University Berlin, School of Business & Economics.
[13] Johansen, (1995), “Likelihood – Based Inference in Cointegrated Vector Autoregressive Models”, Oxford University Press.
[14] Ma,Y. and A.Kanas, (2000), “Test for a Nonlinear Relationship among Fundamentals and Exchange Rates in the ERM”, Journal of International Money and Finance 19, 135-152.
[15] Meese,R.A. and A.K. Rose, (1991), “An Empirical Assessment of Nonlinearities in Model of Exchange Rate Determination”, Review of Economic Studies 58,603-619.
[16] Montiel, (1999), “ The Long – Run Equlibrium Real Exchange Rates: Conceptual Issues and Emoirical Research”, A World bank Research Publication, Oxford University Press, 219-263.
[17] Paul De Grauwe and Isabel Vansteenkiste,(2006), “ Exchange Rates and Fundamentals: A nonlinear Relationship?”, Katholieke University Leuven, European Central Bank.
[18] Pesaran,M.H.,Y.Shin and R.J.Smith, (1999). “An Autoregressive distributed lag modeling approach to cointegration analysis”, Econometrics and economic theory in the 20 th century: The Ragnar Frisch Centennial Symposium, Cambridge university press.
[19] Pesaran,M.H.,Y.Shin and R.J.Smith, (2001), “Bounda Testing approaches to the analysis of level relationship” Journal of Applied economics 16,289-326.
[20] Ronald Bernstein and Reinhard Madlener,(2011), “Residential Natural Gas in OECD Countries: An ARDL Bounds Testing Demand Elasticities Approach”,FCN Working Paper No.15
[21] Wang,D. and Michael Murphy, (2004), “Estimating Optimal Transformation for Multiple Regression using the ACE Algorithm”, Journal of Data Sience 2 (2004), 329-346.
[22] Xiaolei tang and Jizhong Zhou, (2013), “Nonlinear relationship between the real exchange rate and economic fundamentals: Evidence from China and Korea”, Journal of International Money and Finance 32,304-323.
