BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ---------- ----------
TRẦN THỊ THƯƠNG TÁC ĐỘNG CỦA CÚ SỐC GIÁ DẦU VÀ BIẾN ĐỘNG
TỈ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC ĐA PHƯƠNG TỚI TĂNG
TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VIỆT NAM
Chuyên ngành: Tài chính- Ngân hàng Mã số: 60340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:
PGS.TS NGUYỄN NGỌC ĐỊNH
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan rằng luận văn “Tác động của cú sốc giá dầu và biến động tỉ
giả hối đoái thực đa phương tới tăng trưởng kinh tế Tại Việt Nam” là công trình
nghiên cứu của riêng tôi.
Các thông tin, dữ liệu được sử dụng trong luận văn là trung thực, các nội dung
trích dẫn đều có ghi nguồn gốc và các kết quả trình bày trong luận văn chưa được
công bố tại bất kỳ công trình nghiên cứu nào khác.
TP.HCM, tháng 10 năm 2013
Học viên
Trần Thị Thương
MỤC LỤC
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
DANH MỤC BẢNG BIỂU
DANH MỤC ĐỒ THỊ
TÁC ĐỘNG CỦA CÚ SỐC GIÁ DẦU VÀ BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC ĐA PHƯƠNG ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VIỆT NAM ...... 1
TÓM TẮT .............................................................................................................. 1
1.GIỚI THIỆU ....................................................................................................... 2
1.1 Lý do chọn đề tài................................................................................ 2
1.2 Mục tiêu nghiên cứu .......................................................................... 3
1.3 Câu hỏi nghiên cứu ............................................................................ 3
1.4 Phương pháp nghiên cứu .................................................................... 4
1.5 Các nội dung nghiên cứu chính .......................................................... 4
2.TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ......................................... 5
2.1 Tác động của giá dầu đến hoạt động kinh tế ....................................... 5
2.2 Tác động của tỉ giá hối đoái đến hoạt động kinh tế ............................. 9
2.3 Các bài nghiên cứu về về tác động của giá dầu và tỉ giá hối đoái thực đối với tăng trưởng kinh tế ....................................................................... 12
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU ........................................... 19
3.1 Phương pháp nghiên cứu .................................................................. 19
3.2 Mô tả dữ liệu .................................................................................... 23
4. NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ................................................... 26
4.1 Kết quả kiểm định đơn vị ................................................................. 26
4.2 Kết quả kiểm định nhân quả Granger ............................................... 30
4.3 Kết quả kiểm định đồng liên kết ....................................................... 32
4.4 Kết quả mô hình VECM trong dài hạn ............................................. 34
4.5 Kết quả mô hình ECM trong ngắn hạn ............................................. 36
4.6 Kết quả hàm phản ứng xung ............................................................. 39
4.7 Kết quả phân rã phương sai .............................................................. 43
5. KẾT LUẬN ...................................................................................................... 46
TÀI LIỆU THAO KHẢO.................................................................................... 48
PHỤ LỤC 1: KÝ HIẾU CÁC BIẾN SỐ ............................................................. 51
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
OIL: Giá dầu thế giới
REER: Tỉ giá hối đoái thực đa phương
RGDP: Tổng sản phẩm quốc nội thực
VAR: Mô hình vector tự hồi quy
VECM: Mô hình vector hiệu chỉnh sai số
DANH MỤC BẢNG BIỂU
Bảng 2.1: Tóm tắt các nghiên cứu tác động của cú sốc giá dầu tới hoạt động kinh
tế
...................................................................................................................... 14
Bảng 2.2: Tóm tắt các nghiên cứu tác động của biến động tỉ giá hối đoái thực tới hoạt động kinh tế ................................................................................................... 16
Bảng 3.1: Các biến kinh tế sử dụng trong mô hình................................................. 24
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp ADF của
D.LnRGDP ............................................................................................................ 26
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp PP của D. Ln RGDP ......... 27
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp ADF của D.LnOIL ........... 27
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp PP của D.LnOIL .............. 28
Bảng 4.5 : Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp ADF của
D.LnREER ............................................................................................................ 28
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp PP của D.LnOIL .............. 29
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị .......................................................... 30
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định nhân quả Granger ..................................................... 31
Bảng 4.9: Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu................................................................ 33
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định tự tương quan của mô hình VAR ........................... 33
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định đồng liên kết .......................................................... 34
Bảng 4.12: Kết quả mô hình VECM trong dài hạn ................................................. 35
Bảng 4.13: Kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số ECM .............................................. 37
Bảng 4.14: Kết quả kiểm tra tự tương quan của mô hình VECM ........................... 39
Bảng 4.15:Kết quả phân rã phân sai mức giải thích của các biến đến sự thay đổi của RGDP .................................................................................................................... 44
DANH MỤC ĐỒ THỊ
Hình 4.1: Phản ứng của tổng sản phẩm quốc nội thực trước cú sốc giá dầu thế
giới ...................................................................................................................... 40
Hình 4.2: Phản ứng của tổng sản phẩm quốc nội thực trước sự biến động của tỉ giá hối đoái thực đa phương ........................................................................................ 41
Hình 4.3: Phản ứng của tỉ giá hối đoái thực đa phương trước cú sốc giá dầu thế
giới ...................................................................................................................... 42
Hình 4.4: Kết quả phân rã phân sai mức giải thích của các biến đến sự thay đổi của RGDP .................................................................................................................... 45
1
TÁC ĐỘNG CỦA CÚ SỐC GIÁ DẦU VÀ BIẾN ĐỘNG
TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC ĐA PHƯƠNG ĐẾN TĂNG
TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VIỆT NAM
TÓM TẮT
Mục đích của bài nghiên cứu là nhằm kiểm tra tác động của cú sốc giá
dầu thế giới và biến động tỉ giá hối đoái thực đa phương tới tốc độ tăng
trưởng kinh tế của Việt Nam. Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng quý giai
đoạn 1995-2012 đối với các biến tổng sản phẩm quốc nội thực (đại diện cho
tăng trưởng kinh tế), giá dầu thế giới và tỉ giá hối đoái thực đa phương. Kết
quả nghiên cứu ban đầu cho thấy có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các
biến. Tác giả tiến hành hồi quy kiểm định bằng mô hình VECM kết quả thu
được là cả cú sốc giá dầu thế giới và biến động tỉ giá hối đoái thực đa
phương có tác động đáng kể tới tốc độ tăng trưởng kinh tế Việt Nam cả
trong ngắn hạn và dài hạn. Tuy nhiên, hoạt động kinh tế Việt Nam chịu tác
động mạnh hơn bởi sự biến động của tỷ giá hối đoái thực đa phương hơn là
các cú sốc của giá dầu thế giới.
2
1.GIỚI THIỆU
1.1 Lý do chọn đề tài
Như chúng ta đều biết dầu là nguồn nguyên liệu đầu vào cần thiết cho
hầu hết mọi quá trình sản xuất.Việc thay đổi giá dầu có thể ảnh hưởng đến
nền kinh tế thông qua nhiều kênh khác nhau, thứ nhất vì đầu vào quan trọng
của quá trình sản xuất nên việc tăng giá dầu sẽ dẫn đến một cú sốc về phía
cung hàng hóa đó là sự sụt giảm sản lượng (Brown và Yucel 1999). Thứ hai,
giá dầu tăng cũng là dấu hiệu gia tăng tình trạng khan hiếm nguồn nhiên liệu
đầu vào cơ bản của quá trình sản xuất nên các nhà đầu tư sẽ cắt giảm sản xuất
do chi phí đầu vào cao làm cho lợi nhuận tạm thời giảm, ngoài ra giá dầu biến
động đồng nghĩa với việc gia tăng sự không chắc chắn về nguồn nguyên liệu
trong tương lai, đe dọa các nhà đầu tư trong việc mở rộng sản xuất kinh doanh
kết quả là sản lượng sản xuất sẽ giảm (Jimenez-Rodriguez và Sandchez,
2005). Tuy nhiên, trong những năm gần đây việc xem xét các cú sốc của các
nguồn năng lượng tự nhiên và ảnh hưởng của chúng tới nền kinh tế cũng có
sự thay đổi theo thời gian, theo quan điểm hiện nay cú sốc giá dầu dẫn đến
tăng trưởng kinh tế ở một số nước. Tuy nhiên các quốc gia còn lại tiếp tục suy
yếu trong cuộc suy thoái kinh tế. Cú sốc giá dầu dẫn đến giá cả tăng một cách
đáng kể điều này có thể là nguyên nhân gây ra các cuộc suy thoái kinh tế.
Tỷ giá hối đoái là nhân tố rất quan trọng đối với các quốc gia vì nó ảnh
hưởng đến giá tương đối giữa hàng hóa sản xuất trong nước với hàng hóa trên
thị trường quốc tế. Khi tỷ giá của đồng tiền của một quốc gia tăng lên thì giá
cả của hàng hóa nhập khẩu sẽ trở nên rẻ hơn trong khi giá hàng xuất khẩu lại
3
trở nên đắt đỏ hơn đối với người nước ngoài. Vì thế khi giá trị đồng nội tệ
tăng lên sẽ gây bất lợi cho xuất khẩu và thuận lợi cho nhập khẩu dẫn đến kết
quả là xuất khẩu ròng giảm và ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh
đó, dựa vào mối tương quan giữa các đợt tăng giá dầu và các cuộc suy thoái
kinh tế nhiều ý kiến cho rằng biến động của giá dầu có tác động tiêu cực tới
tăng trưởng kinh tế. Hầu hết các nghiên cứu trước đây nghiên cứu mối quan
hệ giữa dầu và tỉ giá hối đoái thực tới tăng trưởng kinh tế đều được thực hiện
ở các quốc gia phát triển như Mỹ và các quốc gia Châu âu khác, còn các nước
đang phát triển có rất ít nghiên cứu về vấn đề này. Điều này một phần là do
thiếu các dữ liệu đáng tin cậy và một phần do sự ít phụ thuộc vào dầu mỏ
trong lịch sử của các nước đang phát triển. Tuy nhiên, từ khi nhu cầu về năng
lượng của các quốc gia này ngày càng tăng lên, thì vấn đề nghiên cứu này tại
các quốc gia đang phát triển ngày càng được quan tâm. Chính vì vậy tác giả
thực hiện nghiên cứu đề tài “ Tác động của cú sốc giá dầu và tỉ giá hối đoái
thực đa phương tới tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam”
1.2 Mục tiêu nghiên cứu
Bài nghiên cứu được thực hiện nhằm kiểm tra tác động của cú sốc giá
dầu và biến động động tỉ giá hối đoái thực đa phương hảnh hưởng như thế nào
đến hoạt động kinh tế ở Việt Nam cả trong ngắn hạn và dài hạn?
1.3 Câu hỏi nghiên cứu
Để đạt được mục tiêu nghiên cứu nêu trên bài nghiên cứu sẽ trả lời các
câu hỏi sau:
4
1. Có tồn tại mối quan hệ giữa biến giá dầu thế giới và biến tỉ giá hối đoái
thực đa phương đến biến tổng sản phẩm quốc nội thực hay không?
2. Tác động cụ thể trong ngắn hạn và dài hạn của cú sốc giá dầu thế giới
và biến động tỉ giá hối đoái thực đa phương đến tổng sản phẩm quốc
nội thực là như thế nào?
1.4 Phương pháp nghiên cứu
Để trả lời các câu hỏi trên bài nghiên cứu sử dụng mô hình vector hiệu
chỉnh sai số (VECM) với dữ liệu hàng quý từ quý 1 năm 1995 đến quý 4 năm
2012 cho các biến số: Tổng sản phẩm quốc nội thực (RGDP), giá dầu thế giới
(OIL), tỉ giá hối đoái thực đa phương (REER). Trong đó dữ liệu tổng sản
phẩm quốc nội thực và tỉ giá hối đoái thực đa phương được lấy từ Datastream
còn giá dầu thế giới được lấy từ Quỹ tiền tệ Quốc tế IMF.
1.5 Các nội dung nghiên cứu chính
Bài nghiên cứu được chia làm bốn phần chính, nội dung của các phần
trong bài nghiên cứu như sau:
Phần 1 là giới thiệu
Phần 2 là tổng quan các nghiên cứu trước đây
phần 3 là phương pháp nghiên cứu
phần 4 là nội dung và kết quả nghiên cứu
Phần 5 là kết luận của bài nghiên cứu
5
2.TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Có rất nhiều nhà nghiên cứu nước ngoài cũng như trong nước đã tiến
hành nghiên cứu và khám phá ra mỗi quan hệ giữa cú sốc giá dầu và biến
động tỉ giá hối đoái thực đa phương tới hoạt động kinh tế tại các khu vực khác
nhau và các quốc gia khác nhau. Do vậy, để thuận lợi trong việc theo dõi kết
quả của các nghiên cứu này tác giả tiến hành phân chia các kết quả nghiên
cứu theo các nội dung sau:
Tác động của giá dầu đến hoạt động kinh tế
Tác động của biến động tỉ giá hối đoái đến hoạt động kinh tế
Các bài nghiên cứu về tác động của giá dầu và biến động tỉ giá
hối đoái thực đa phương tới hoạt động kinh tế
2.1 Tác động của giá dầu đến hoạt động kinh tế
Sự biến động của giá dầu nhận được sự quan tâm đặc biệt của các nhà
nghiên cứu do vai trò quan trọng của nó đối với các biến số kinh tế vĩ mô
khác. Theo McKillop(2004) giá dầu tăng cao có thể làm giảm tốc độ tăng
trưởng kinh tế, dẫn tới sự ảm đạm của thị trường chứng khoán, cũng như sự
gia tăng tốc độ lạm phát và dẫn đến sự bất ổn của thị trường tài chính tiền tệ.
Nó cũng có thể là nguyên nhân tạo ra một mức lãi suất cao hơn hay thậm chí
là một cuộc đại suy thoái về kinh tế. Một sự gia tăng đáng kể trong giá dầu
quốc tế có thể được xem như là một nguyên nhân làm giảm tăng trưởng kinh
tế (Jin,2008). Tuy nhiên giá dầu được cho là không ảnh hưởng tới các nước
lớn chẳng hạn như Mỹ và các quốc gia khu vực Châu Âu do sức mạnh trong
đồng tiền của họ, nhờ vậy tình trạng kinh tế của họ tiếp tục đạt được một sự
tăng tưởng lớn (Gisser & Goodwin, 1986).
6
Có nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã khám phá mối quan hệ giữa biến
động giá dầu và các hoạt động kinh tế. Các nghiên cứu này đã chỉ ra rằng cú
sốc giá dầu có ảnh hưởng đáng đến sản lượng sản xuất của các quốc gia.
Hamilton (1983) tác giả của các bài viết có ảnh hưởng nhất trong lĩnh vực này
đã chứng tỏ có một mối quan hệ ngược chiều giữa giá dầu và hoạt động kinh
tế vĩ mô trong nền kinh tế Hoa Kỳ thời kỳ 1948-1980. Nghiên cứu của ông
chỉ ra rằng khi có một sự gia tăng trong giá dầu sẽ dẫn đến sản lượng sản xuất
suy giảm.
Lee và Ni (2002) trong bài phân tích tác động của cú sốc giá dầu đối với
cung và cầu ở các ngành công nghiệp khác nhau, bằng cách sử dụng mô hình
VAR cho mẫu dữ liệu hàng tháng từ năm 1959-1997 của các ngành công nghiệp
khác nhau ở Mỹ, hai ông đã nhận thấy rằng có sự tương đồng đáng kể về phản
ứng đầu ra đối với cú sốc giá dầu ở hầu hết các các ngành công nghiệp. Để
phản ứng lại một cú sốc về giá dầu, sản lượng thường giảm sau đó 10 tháng,
nhưng sự suy giảm này chỉ xảy ra trong ngắn hạn.Tuy nhiên có sự khác nhau
giữa các ngành công nghiệp, Các ngành công nghiệp có độ nhạy cảm lớn về
chi phí đối với giá dầu thì cú sốc giá dầu chủ yếu làm giảm phía nguồn cung,
như là ngành công nghiệp lọc dầu hay ngành công nghiệp hóa chất, còn đối
với các ngành công nghiệp khác cú sốc giá dầu làm giảm cầu như là ngành
công nghiệp ô tô hay ngành đồ dùng dân dụng, với một số ngành như là nhựa
cao su, sắt thép hay đồ điện tử cú sốc giá dầu làm giảm cả cung và cầu về sản
phẩm của nó.
Cunado và Gracia (2005) trong bài nghiên cứu về mối quan hệ giữa giá
dầu và hoạt động kinh tế vĩ mô của sáu quốc gia Châu Á là Malaysia, Nhật,
Singapore, South Korea, Philippines và Thái Lan. Cụ thể tác giả nghiên cứu
tác động của giá dầu tới lạm phát và tốc độ tăng trưởng kinh tế với dữ liệu
7
hàng quý giai đoạn 1975Q1-2002Q2. Kết quả của bài nghiên cứu thu được:
Thứ nhất, đối với các phương pháp đo lường giá dầu khác nhau cho ra kết quả
khác nhau. Khi đo lường giá dầu bằng giá quốc tế (USD) tác động của nó tới
nền kinh tế nhiều hơn là khi đo lường gia dầu bằng đồng nội tệ của nước đó.
Điều này được giải thích có thể là do vai trò của tỉ giá hối đoái hoặc do các
biến về giá khác đối với hoạt động kinh tế. Thứ hai, tác động của giá dầu và
hoạt động kinh tế chỉ xảy ra trong ngắn hạn và không phát hiện ra mối quan hệ
dài hạn giữa chúng. Thứ ba, khi giá dầu được đo lường bằng đồng nội tệ nó có
ảnh hướng tới tốc độ làm phát ở cả sáu nước. Thứ tư, phản ứng của từng quốc
gia với cú sốc giá dầu là khác nhau, mối quan hệ giữa giá dầu và hoạt động
kinh tế dường như không có ý nghĩa nhiều đối với Malaysia (quốc gia chỉ nhập
khẩu dầu) so với 5 quốc gia còn lại.
Milani (2009) nghiên cứu mối quan hệ giữa giá dầu và các biến số kinh
tế vĩ mô ở Mỹ. Cụ thể tác giả sử dụng mô hình cân bằng cấu trúc tổng thể với
dữ liệu hàng quý giai đoạn 1960Q1-2008Q4 để ước lượng mối quan hệ giữa
giá dầu, tổng cầu và lạm phát thông qua vai trò của giá dầu trong sản xuất và
tiêu thụ, mô hình bắt đầu với giả thiết kỳ vọng hợp lý là các ngành kinh tế điều
chỉnh theo kỳ vọng của nền kinh tế và được xem xét theo thời gian, do đó giá
dầu có thêm một hiệu ứng bổ sung, nó hoạt động thông qua tác động của nó
tới sự hình thành kỳ vọng trong tương lai về sản lượng, lạm phát và các chính
sách tiền tệ vì kỳ vọng có sự tác động mạnh mẽ tới sản lượng nên tác động của
cú sốc giá dầu có thể được khuyếch đại thông qua sự thay đổi về kỳ vọng mà
nó tạo ra. Tuy tác giả phát hiện ra giá dầu ảnh hưởng tới nền kinh tế thông qua
nhiều kênh khác nhau nhưng tác giả cũng nhận thấy rằng theo quá trình nhận
thức của các nhà lãnh đạo thì tác động của giá dầu thay đổi theo thời gian. Giá
8
dầu được phát hiện là có ảnh hưởng lớn tới sản lượng và lạm phát trước những
năm 1970 và ảnh hưởng không đáng kể sau giữa năm 1980.
Marcel Gozali (2010) nghiên cứu tác động của biến động giá dầu và độ
bất ổn của giá dầu lên các chỉ số lạm phát, đầu tư, tốc độ tăng trưởng GDP,
tiêu dùng của tư nhân, chi tiêu của chính phủ, đầu tư, lãi suất và cán cân
thương mại ở Indonesia. Tác giả so sánh sự khác biệt giữa tác động của biến
động giá dầu và tác động của độ bất ổn giá dầu bằng phương pháp kiểm định
nhân quả Granger và mô hình vector tự hồi quy (VAR) với dữ liệu từ năm
1990-2008. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng khi áp dụng phương pháp đo độ
bất ổn giá dầu thực hiện (realized volatility) còn được gọi tắt là RV thì RV là
chỉ báo của tốc độ tăng trưởng GDP. Còn biến động giá dầu lại tác động đến
chi tiêu của chính phủ và đầu tư.
Du, Limin, Yanan, He,Wei, Chu (2010) trong bài nghiên cứu mối quan
hệ giữa giá dầu thế giới và nền kinh tế vĩ mô của Trung Quốc dựa trên số liệu
chuỗi thời gian hàng tháng từ tháng 1 năm 1995 đến tháng 12 năm 2008, bằng
cách sử dụng phương pháp vector tự hồi quy (VAR). Kết quả cho thấy giá
dầu thế giới ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế và lạm phát của Trung Quốc.
Mặt khác, hoạt động kinh tế của Trung Quốc không ảnh hưởng đến giá dầu
thế giới, có nghĩa là giá dầu thế giới vẫn là biến ngoại sinh đối với nền kinh
tế Trung Quốc.
Gần đây U. Adiguzel, T.Bayat, S.Kayhan (2011) nghiên cứu mối quan
hệ nhân quả giữa giá dầu thô và tỷ giá hối đoái ở Brazil, Ấn Độ và Thổ Nhĩ
Kỳ bằng cách sử dụng dữ liệu hàng tháng từ đầu chế độ thả nổi tỉ giá từ tháng
1 năm 1999 cho Brazil, tháng 5 năm 1993 với Ấn Độ và tháng 2 năm 2001
9
cho Thổ Nhĩ Kỳ tới tháng 7 năm 2011. Với phưng pháp VAR cho thấy có mối
quan hệ nhân quả giũa giá dầu và tỉ giá hối đoái cả trong ngắn hạn và dài hạn
Có rất ít bài nghiên cứu tác động của giá dầu đối với nền kinh tế Việt
Nam. P.K Narayan và Seema Narayan (2010) là người nghiên cứu đầu tiên
về mô hình tác động của giá dầu đối với thị trường chứng khoán Việt Nam, sử
dụng dữ liệu hàng ngày cho giai đoạn 2000-2008 trong đó tỷ giá hối đoái
danh nghĩa như một yếu tố quyết định bổ sung của giá cổ phiếu. Họ nhận ra
rằng giá chứng khoán, giá dầu và tỉ giá hối đoái danh nghĩa có mối tương
quan với nhau giá dầu có tác động tích cực và đáng kể đến giá cổ phiếu trên
thị trường chứng khoán.
2.2 Tác động của tỉ giá hối đoái đến hoạt động kinh tế
Ảnh hưởng của biến động tỉ giá hối đoái đến hoạt động kinh tế cũng
nhận được sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu trong thời gian qua do vai
trò quan trọng của nó trong hoạt động kinh tế.
Trong một mẫu gộp dữ liệu chuỗi thời gian và chéo không gian,
Edwards (1989) hồi quy biến GDP thực của 12 nước đang phát triển theo tỉ
giá hối đoái thực và tỉ giá hối đoái danh nghĩa, chi tiêu chính phủ, các điều
khoản thương mại, và các biện pháp phát triển tiền tệ. Ông nhận thấy rằng
khi giữ các yếu tố khác không đổi phá giá tiền tệ hay tỉ giá thực tăng có xu
hướng làm giảm sản lượng trong ngắn hạn, và trong dài hạn thì việc phá giá
có ảnh hưởng phức tạp hơn nhiều.
Agenor (1991) phát triển một mô hình xác định sản lượng theo kỳ vọng
hợp lý, ông phân biệt tác động thay đổi có dự kiến và không dự kiến trước
của tỉ giá hối đoái và ước lượng mô hình này dựa trên chuỗi dữ liệu chéo
không gian tại 23 nước đang phát triển. Kết quả giải thích cho mô hình này
10
đó là: khi có một sự phá giá đồng tiền có dự kiến sẽ dẫn tới một sự gia tăng
trong mức giá và tạo ra sự gia tăng trong tiền lương danh nghĩa dưới giả
định cung lao động phụ thuộc vào mức tiền lương dự kiến thực tế và kết quả
là cầu về lao động và đầu vào nhập khẩu giảm và do đó sản lượng sẽ giảm.
Mặt khác một sự phá giá bất ngờ sẽ không tác động đến giá và tiến lương
thực tế, tuy nhiên nó dẫn tới sự gia tăng không mong muốn về nhu cầu hàng
trong nước vì giá tương đối của hàng trong nước giảm. Điều này cho thấy
một sự gia tăng bất ngờ trong giá có thể kích thích nguồn cung. Ông kết luận
rằng việc phá giá đồng tiền có dự tính thì tác động tiêu cực tới sản lượng,
trong khi phá giá bất ngờ có một tác động tích cực tới sản lượng.
Rogers và Wang (1995) nghiên cứu nguồn gốc của sự biến động trong
sản lượng và lạm phát ở Mexico sử dụng năm biến: sản lượng, chi tiêu chính
phủ, lạm phát, tỉ giá hối đoái thực đa phương và tăng trưởng tiền. Ước lượng
bằng mô hình véc tơ tự hồi quy VAR kết quả cho thấy: Lạm phát bị ảnh
hưởng bởi tất cả các yếu tố, trong khi thay đổi sản lượng được giải thích bởi
các cú sốc thực sự, phá giá tiền tệ dẫn tới sự suy giảm trong sản lượng. Jin
(2008) phát hiện thấy gia tăng tỉ giá hối đoái thực có tác động tốt tới tăng
trưởng kinh tế ở Nga nhưng lại tác động tiêu cực tới tăng trưởng kinh tế ở
Nhật bản và Trung quốc. Aliyu (2009) nhận thấy khi tỉ giá hối đoái thực tăng
10% thì tổng sản phẩm quốc nội ở Negeria chỉ tăng 0.35%.
Trong bài nghiên cứu kiểm tra tác động của giao động tỉ giá hối đoái tới
tốc độ tăng trưởng sản lượng thực và lạm phát ở 20 nước đang phát triển giai
đoạn 1955-1995. Magda Kandil (2004) đã giới thiệu mô hình kỳ vọng lý
thuyết hợp lý để ước lượng sự biến động của các biến khi tỉ giá hối đoái biến
động theo đúng kỳ vọng và biến động bất ngờ. Nhìn chung khi tỉ giá giảm
11
theo cả hai hướng đúng kỳ vọng và bất ngờ thì tốc độ tăng trưởng sản lượng
thực giảm và lạm phát tăng. Kết quả nghiên cứu cũng xác nhận tác động
không tốt của việc giảm giá đồng nội tệ đối với nền kinh tế ở các quốc gia
đang phát triển. Bên cạnh đó bài nghiên cứu cũng chỉ rằng với các độ mở
thương mại ở các quốc gia khác nhau thì biến động tỉ giá tạo ra ảnh hưởng
xấu tới hoạt động kinh tế ở các quốc gia đang phát triển là khác nhau. Tác
động rõ ràng đó là khi tỉ giá giảm hay đồng nội tệ mất giá thì sản lượng giảm
và lạm phát giá tăng. Về mặt chính sách khi tỉ giá biến động lớn hơn nhiều so
với giá trị dự kiến của nó sẽ tác động không tốt tới sự phát triển kinh tế của
các quốc gia này. Do đó bài nghiên cứu gợi ý là ở các quốc gia đang phát
triển chính sách tỉ giá nên hướng tới sự ổn định tránh sự biến động bất ngờ để
bảo vệ nền kinh tế trong nước bởi các tác động không mong muốn.
Sử dụng phương pháp hiệu chỉnh sai số(VECM) để xem xét mối quan
hệ giữa biến động tỉ giá và sản lượng, Kamin Klau(1998) ước lượng hồi quy
sản lượng đối với sự thay đổi trong tỉ giá hối đoái thực cho hai mươi bảy
quốc gia và cho cùng một kết luận không có bằng chứng cho thấy phá giá
được thu hẹp(suy giảm) trong dài hạn.
Gần đây hơn H. Bazlul, H. Sayema, A. Mohammad (2012) trong bài
nghiên cứu về mối quan hệ kinh tế giữa tỉ giá hối đoái và tăng trưởng kinh tế,
sử dụng dữ liệu hàng năm, từ năm 1980-2012 ở Banglades và tiến hành phân
tích với mô hình VAR kết quả cho thấy biến động tỉ giá hối đoái thực sự có
ảnh hưởng tới tổng sản lượng. Trong dài hạn khi tỉ giá hối đoái thực giảm
10% thì tổng sản lượng tăng 3.2%.
Dhasmana (2013), nghiên cứu tác động của biến động tỉ giá hối đoái
thực đôí với kết quả kinh doanh của các doanh nghiệp sản xuất ở Ấn Độ giai
12
đoạn 2000-2012, sử dụng dữ liệu của 500 doanh nghiệp sản xuất tại Ấn Độ
trong thời kỳ này, kết quả nghiên cứu cho thấy biến động tỉ giá hối đoái thực
hiệu lực có ảnh hưởng đáng kể tới hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp
sản xuất thông qua chi phí sản xuất cũng như doanh thu thu về của doanh
nghiệp. Mức độ tác động của biến động tỉ giá phụ thuộc và thị phần xuất
khẩu, nhập khẩu của doanh nghiệp cũng như sức mạnh cạnh tranh trên thị
trường của doanh nghiệp. Nâng giá và phá giá tiền tệ các tác động không đối
xứng đến sản lượng và tốc độ tăng trưởng doanh số của doanh nghiệp. Nâng
giá có tác động mạnh hơn thông qua kênh xuất khẩu(doanh thu) trong khi phá
giá có tác động mạnh hơn thông qua kênh nhập khẩu( chí phí).
2.3 Các bài nghiên cứu về về tác động của giá dầu và tỉ giá hối đoái
thực đối với tăng trưởng kinh tế
Aliyu (2009) nghiên cứu tác động của giá dầu và biến động tỉ giá hối
đoái thực đến tăng trưởng kinh tế ở Negeria, dựa vào dữ liệu hàng quý, từ
Q1 năm 1986 đến quý 4 năm 2007 kết quả cho thấy giá dầu quốc tế và
biến động tỉ giá hối đoái thực là hai biến số quan trọng có ảnh hưởng tới
tốc độ tăng trưởng kinh tế ở Negeria trong thời kỳ nghiên cứu. Cụ thể
phân tích trong dài hạn thì khi giá dầu thô quốc tế tăng 10% sẽ làm GDP
thực tế tăng 7.72 %. Trong khi đó cùng với một mức tăng 10% trong tỉ giá
hối đoái thực chỉ làm GDP thực tế tăng 0.35%. Điều này cho thấy GDP
thực tế ở Nigeria chịu ảnh hưởng lớn bởi cú sốc giá dầu hơn là sự biến
động của tỉ giá hối đoái thực. Cuối cùng bài nghiên cứu nhận thấy rằng cú
sốc giá dầu có ảnh hưởng tới cả thu nhập và sản lượng đối với nền kinh tế
Nigeria. Còn sự bất ổn của tỉ giá hối đoái có ảnh hưởng trực tiếp tới cán
cân thương mại và ảnh hưởng đáng kể tới sản lượng và hoạt động đầu tư
của quốc gia này.
13
Jouko Rautava( 2002) trong bài nghiên cứu” vai trò của giá dầu đối và
tỉ giá hối đoái thực đối với nền kinh tế Nga” Tác giả sử dụng phương pháp
VAR và kiểm định đồng liên kết cho mẫu dữ liệu theo quý từ Q1 năm 1995
đến Q3 năm 2001. Ông nhận thấy rằng trong dài hạn khi giá dầu quốc tế tăng
hay giảm 10% thì tốc độ tăng trưởng kinh tế của Nga tăng, giảm tương ứng
2%. Tương tự khi đồng Rúp tăng (giảm) giá 10% sản lượng của Nga giảm
(tăng) 2.4%. Kết quả của nghiên cứu cũng chỉ ra rằng tác động của sự thay
đổi giá dầu đối với sản lượng có thể được cân bằng bằng sự thay đổi tương
ứng trong tỉ giá hối đoái thực.
Usama Al-mulali (2010) nghiên cứu tác động của các cú sốc dầu mỏ và
tỷ giá hối đoái thực tới sản phẩm quốc nội của Na Uy bằng cách sử dụng dữ
liệu chuỗi thời gian 1975-2008, với phương pháp vector tự hồi quy (VAR),
kiểm định đồng liên kết và kiểm tra mối quan hệ nhân quả Granger. Kết quả
của nghiên cứu cho thấy sự gia tăng trong giá dầu là lý do đứng đằng sau
trong sự gia tăng GDP của Na Uy và tỉ giá thực làm tăng khả năng cạnh tranh
trong lĩnh vực thương mại. Vì vậy, có vẻ như là cú sốc giá dầu là một tín hiệu
tốt đối với Na Uy.
Gần đây hai tác giả Lê Việt Trung và Nguyễn Thị Thúy Vinh (2011)
trong bài nghiên cứu về tác động của giá dầu, tỉ giá hối đoái thực hiệu lực, và
làm phát đối với hoạt động kinh tế ở Việt Nam, sử dụng dữ liệu hàng tháng
cho giai đoạn 1995-2009 với mô hình VAR và kiểm định đồng liên kết kết
quả cho thấy có mối quan hệ trong dài hạn giữa giá dầu, tỉ giá hối đoái thực,
và làm phát đối với hoạt động kinh tế mà cụ thể hoạt động kinh tế được đại
diện bằng biến chỉ số sản xuất công nghiệp. Một sự gia tăng hoặc giảm xuống
trong giá dầu có thể làm giảm hoặc tăng cường hoạt động kinh tế. Tuy nhiên,
14
kết quả cũng cho thấy nền kinh tế Việt Nam chịu sự ảnh hưởng bởi sự thay
đổi giá trị của đồng nội tệ hơn là sự biến động của giá dầu thế giới.
Bảng 2.1: Tóm tắt các nghiên cứu tác động của cú sốc giá dầu tới
hoạt động kinh tế
Tác giả và thời gian Mục tiêu Kết quả
nghiên cứu
Hamilton(1983) Chứng minh mối quan Tăng giá đầu là nguyên
1948-1980 hệ giữa các đợt tăng giá nhân làm năng suất sụt
dầu và các cuộc suy giảm sau 3-4 quý và có
thoái kinh tế là điều hiển thể tăng trở lại sau 6-7
nhiên quý
Lee và Nee(2002) Kiểm tra tác động của Sản lượng thường giảm
1959-1997 cú sốc giá dầu đối với sau cú sốc giá dầu
các ngành công nghiệp khoảng 10 tháng và sự
khác nhau tại Mỹ suy giảm này chỉ xảy ra
trong ngắn hạn, đối với
các ngành công nghiệp
khác nhau thì cú sốc giá
dầu tác động về cung
cầu là khác nhau
Cunado và Gracia(2005) Nghiên cứu tác động Tác động của giá dầu tới
1975-2002 của giá dầu tới lạm phát tăng trưởng kinh tế chỉ
và tăng trưởng của 6 xảy ra trong ngắn hạn,
quốc gia châu Á phản ứng của các quốc
gia khác nhau đối với cú
sốc giá dầu là khác nhau
15
Milani(2005) Tìm hiểu tác động của Trước năm 1970 giá dầu
1960-2008 giá dầu tới các biến số có ảnh hưởng mạnh tới
kinh tế vĩ mô ở Mỹ lạm phát và sản lượng,
tuy nhiên từ giữa sau
năm 1980 thì ảnh hưởng
không đáng kể
Gozali(2010) Nghiên cứu tác động Độ bất ổn của giá dầu là
1990-2008 của biến động giá dầu chỉ báo cho tốc độ tăng
và độ bất ổn của giá dầu trưởng kinh tế, còn biến
lên các biến số kinh tế động giá dầu lại tác
vĩ mô ở Indonesia động tới chi tiêu và đầu
tư của chính phủ
He, Wei, Chu(2010) Nghiên cứu mối quan hệ Giá dầu có tác động tới
1995-2008 giữa giá dầu thế giới và tăng trưởng kinh tế và
nền kinh tế vĩ mô của lạm phát ở Trung Quốc.
Trung Quốc Tuy nhiên hoạt động
kinh tế của Trung Quốc
không ảnh hưởng tới giá
dầu thế giới
P.K Narayan và Seema Nghiên cứu tác động Giá dầu có tác động tích
Narayan(2010) của giá dầu tới thị cực và đáng kể đến giá
2000-2008 trường chứng khoán cổ phiếu trên thị trường
Việt Nam chứng khoán
16
Bảng 2.2: Tóm tắt các nghiên cứu tác động của biến động tỉ giá hối
đoái thực tới hoạt động kinh tế
Tác giả và thời Mục tiêu Kết quả nghiên cứu
gian nghiên cứu
Agerno(1991) Nghiên cứu tác động Phá giá đồng tiền có dự tính thì
của việc thay đổi tỉ tác động tích cực tới sản lượng,
giá theo dự kiến và trong khi phá giá bất ngờ thì có
không theo dự kiến tác động tiêu cực tới sản lượng
tại các quốc gia đang
phát triển
Rogers và Nghiên cứu nguồn Lạm phát bị ảnh hưởng bởi
Wang(1995) gốc của sự biến động nhiều yếu tố, còn phá giá tiền tệ
trong sản lượng và dẫn tới sự suy giảm sản lượng
lạm phát ở Mexico
Magda Kandil Kiểm tra ảnh hưởng Tỉ giá giảm thì tốc độ tăng
(2004) của biến động tỉ giá trưởng sản lượng thực giảm và
1955-1995 hối đoái thực tới tốc lạm phát tăng, với độ mở
độ tăng trưởng sản thương mại khác nhau thì ảnh
lượng thực và lạm hưởng của biến động tỉ giá tới
phát tại hai mươi các quốc gia là khác nhau
quốc gia đang phát
triển
Bazlul,Sayema,Mo Nghiên cứu về mối Biến động tỉ giá hối đoái thực
hammad (2012) quan hệ kinh tế giữa thực sự có ảnh hưởng tới sản
1980-2012 tỉ giá hối đoái và tăng lượng. trong dài hạn khi tỉ giá
trưởng kinh tế ở hối đoái thực giảm 10% thì tổng
17
Banglades sản lượng tăng 3.2%
Nghiên cứu tác động Mức độ tác động của biến động
Dhasmana (2013) của biến động tỉ giá tỉ giá phụ thuộc và thị phần xuất
hối đoái thực đôí với khẩu, nhập khẩu của doanh
kết quả kinh doanh nghiệp cũng như sức mạnh cạnh
của các doanh nghiệp tranh trên thị trường của doanh
sản xuất ở Ấn Độ giai nghiệp. Nâng giá có tác động
đoạn 2000-201 mạnh hơn thông qua kênh xuất
khẩu(doanh thu) trong khi phá
giá có tác động mạnh hơn thông
qua kênh nhập khẩu( chí phí)
Ranio Aliyu(2009) Nghiên cứu tác động GDP thực tế chịu ảnh hưởng
1986-2007 của giá dầu và biến lớn bởi cú sốc giá dầu hơn là sự
động tỉ giá hối đoái biến động của tỉ giá hối đoái
thực đến tăng trưởng thực. Trong dài hạn khi giá dầu
kinh tế ở Nigeria thô quốc tế tăng 10% sẽ làm
GDP thực tế tăng 7.72% còn
khi tỉ giá hối đoái thực tăng
10% chỉ làm GDP thực tế tăng
0.35%
Usama Al- Nghiên cứu tác động Giá dầu tăng làm GDP thực tế
Mulali(2010) của cú sốc giá dầu và tăng, Tỉ giá thực làm tăng khả
1975-2008 biến động tỉ giá hối năng cạnh tranh trong lĩnh vực
đoái thực tới tổng sản thương mại
phẩm quốc nội của
Na Uy
18
Qua bảng tổng kết ở trên có thể thấy rằng sự biến động giá dầu có ảnh
hưởng tới tăng trưởng kinh tế ở các quốc gia, mức độ ảnh hưởng khác nhau
đối với các quốc gia khác nhau là khác nhau.
Biến động tỉ giá hối đoái thực đa phương ảnh thì ảnh hưởng tới tăng
trưởng kinh tế thông qua cán cân thương mại, khi tỉ giá biến động ảnh hưởng
trực tiếp tới cán cân thương mại và từ đó ảnh hưởng tới tăng trưởng kinh tế
của quốc gia.
19
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU
3.1 Phương pháp nghiên cứu
Đề tài đi vào phân tích mối quan hệ định lượng tác động của cú sốc giá
dầu và biến động tỉ giá hối đoái thực tới tăng trưởng kinh tế. Bài nghiên cứu
sử dụng mô hình VECM trên phần mềm Stata để nghiên cứu mối quan hệ tác
động này.
Các bước để tiến hành nghiên cứu theo mô hình VECM được thực hiện như
sau:
Thứ nhất, do đặc điểm của chuỗi thời gian thường biến động theo
thời gian do đó điều cần thiết là kiểm định tính dừng của các biến
chuỗi thời gian, có nhiều phương pháp để kiểm tra tính dừng
(kiểm định ADF - Augmented Dickey–Fuller của Dickey và
Fuller, 1979, kiểm định PP - Philips-Perron của Phillips và
Perron, 1988) và kiểm định KPSS - Kwiatkowski–Phillips–
Schmidt–Shin của Kwiatkowski và các cộng sự, 1992) được áp
dụng để kiểm định sự tồn tại của nghiệm đơn vị của chuỗi thời
gian. Bài nghiên cứu này sẽ trình bày kiểm định bằng phương
pháp kiểm nghiệm đơn vị của ADickey-Fuller (ADF) và Philips-
Perron(PP).
Mô hình kiểm định ADF có dạng như sau:
(cid:3044) (cid:3036)(cid:2880)(cid:2869)
(cid:1877)t-i + (cid:2020)t (3.1) ∆(cid:1877)t = (cid:2009)(cid:2868) + (cid:2009)(cid:2869)trend + (cid:2009)(cid:2869)(cid:1877)t-1 + ∑ (cid:2010)(cid:3036)∆
Trong đó:
∆(cid:1877)t là sai phân bậc nhất của biến y tại thời điểm t
t là thời gian
20
µ là sai số ngẫu nhiên phân phối chuẩn với giá trị trung bình 0 và
phương sai không đổi
ii) Thứ hai là kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger giữa các
biến. Nghiên cứu này vận dụng phép thử nhân quả Granger để
xác định có hay không giá dầu và tỉ giá hối đoái thực đa phương
là nguyên nhân chỉ báo cho biến GDP thực.
iii) Thứ ba, nếu các chuỗi thời gian được xác định là có nghiệm
đơn vị tức không dừng thì ta có thể tiến hành kiểm tra xem liệu
giữa các chuỗi thời gian không dừng đó có tồn tại mối quan hệ
đồng liên kết, vì Engle & Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp
tuyến tính của các chuỗi thời gian không dừng có thể là một
chuỗi dừng và các chuỗi thời gian không dừng đó được cho là
"đồng liên kết". Để kiểm định cho sự tồn tại đồng liên kết giữa
các biến, ta sử dụng quy trình do Johansen(1988) và
Juseliu(1990) đề xuất. Phương pháp này sử dụng quy trình khả
năng tối đa để ước lượng và quyết định sự hiện diện của vector
đồng liên kết trong hệ thống vector tự tương quan (VAR). Theo
vector của biến thứ p, vector Zt = (Z1t,…., Zpt) được sinh ra
theo quá trình vector tự tương quan theo thứ tự k với sai số
Gaussian.
Zt = A1Zt-1 + … + AkZt-k + μ + εt t = 1,…,T (3.2)
Phần dư được giả định là độc lập và có phân phối chuẩn
với trung bình bằng không và phương sai không đổi.
Trong đó :
21
Zt là một vector p ×1 của biến I(1)
A là các tham số ước tính
ε1,…, εt là sai số thuộc Np(0,Σ)
μ là một vector hằng số
Mô hình hiệu chỉnh sai số dưới đây được sử dụng để phân
biệt giữa tính dừng dựa trên sự kết hợp tuyến tính với những
cách kết hợp khác
ΔZ = r1 ΔZt-1 + … + rk ΔZt-k + ΠZt-k + μ + εt t = 1,…,T (3.3)
Thông tin về số vector đồng liên kết đuợc quyết định bởi
hạng của Π. Cụ thể hơn, hạng của Π quyết định có bao nhiêm
cách kết hợp tuyến tính Zt là ổn định. Trong trường hợp 0 < hạng
(π) = r < P, Π có thể đuợc tính như αβ’ ( hay Π = αβ’), trong đó
cả αβ′ α và β đều là ma trận p × r. Theo phương pháp Johansen,
có hai chỉ số kiểm định để quyết định số vector đồng liên kết là
giá trị tới hạn và giá trị lớn nhất.
iv) Thứ tư, sau khi kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết giữa các
biến ta tiến hành ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số VECM,
Engle và Granger (1987) chỉ ra rằng nếu các biến nội sinh là
đồng liên kết, việc ước lượng mô hình VAR bằng dữ liệu sai
phân có thể phản ánh không đầy đủ mối quan hệ cân bằng trong
dài hạn giữa các biến. Do đó cần phải kết hợp vấn đề đồng liên
kết trong phân tích chuỗi thời gian không dừng. Điểu kiện tiên
quyết cho sự tồn tại của đồng liên kết là tất cả các biến liên quan
22
phải liên kết ở cùng bậc. Khi đó, các phần dư từ ước lượng dài
hạn có thể được sử dụng như hệ số hiệu chỉnh sai số (error
correction terms ECT) để giải thích các trạng thái ngắn hạn.
Engel cùng Granger (1987) và Toda cùng Phillips (1993) đã
minh chứng rằng trong đồng liên kết, sự biểu thị VAR (p) tiêu
chuẩn trong sai phân cấp 1 là không rõ ràng và đề xuất biểu diễn
theo hiệu chỉnh sai số vector như sau:
(cid:3043) (cid:3036)(cid:2880)(cid:2869)
ΔZt= (cid:1853) + ∑ (cid:1827)(cid:1861). Δ (cid:1852)(cid:1872) − (cid:1861) − (cid:1856) (cid:2010)’(cid:1852)(cid:1872) − 1 + (cid:1848)(cid:1872) (3.4)
Trong đó:
Zt là một vector n ×1 vector của một biến
Δ biểu thị sai phân
a là một vector hằng số n ×1
p là độ dài trễ
d là một ma trận hệ số n × r
v là một vector n ×1 cột của nhiễu mà E(vtvt’) = Ω
p − order VAR được xây dựng với điều kiện sai phân cấp 1,
chuỗi I(0), thêm vào toán tử hiệu chỉnh sai số (β’Zt-1)
Tuy nhiên, quy trình trên yêu cầu tất cả các chuỗi số liên quan phải
thống nhất ở cùng bậc và sự hiện diện của mối quan hệ dài hạn giữa các biến
liên kết trong hệ thống. Vì thế, trước khi tiến hành kiểm định mối quan hệ
nhân quả dài hạn hay không có quan hệ nhân quả bằng VECM, nhất định phải
thiết lập được bậc liên kết và nhận ra mối quan hệ dài hạn có thể tồn tại giữa
các biến liên kết trong bài nghiên cứu.
23
Bài nghiên cứu này sử dụng kiểm định đơn vị (unit root test) để quyết
định số bậc tích hợp của các chuỗi số, theo phương pháp của Johansen (1988)
và Johansen cùng Juselius (1990) trong kiểm định sự đồng liên kết giữa các
biến, thêm toán tử hiệu chỉnh sai số vào mô hình VECM để kiểm định các tác
động ngắn hạn và dài hạn. Mô hình VECM bên cạnh việc chỉ ra hướng của
quan hệ nhân quả đồng thời cũng phân biệt được quan hệ nhân quả Granger
trong ngắn hạn và dài hạn.
Cuối cùng bài nghiên cứu tiến hành kiểm định sự phù hợp cũng như
tính ổn định của mô hình bằng cách kiểm tra tự tương quan của các phần dư
sai số trong mô hình.
3.2 Mô tả dữ liệu
Do mục đích chính của bài nghiên cứu là tìm ra mối quan hệ giữa cú
sốc giá dầu và giao động tỉ giá hối đoái thực đến tăng trưởng kinh tế, nên bài
nghiên cứu sẽ thực hiện trên ba biến: giá dầu thô thế giới (OIL), tỉ giá thực đa
phương (REER), và biến tổng sản phẩm quốc nội thực (RGDP). Do giới hạn
về nguồn số liệu nên bài nghiên cứu thực hiện trên chuỗi số liệu thời gian theo
quý, từ Q1 năm 1995 đến Q4 năm 2012, tổng cộng gồm 72 quan sát cho mỗi
biến.
24
Bảng 3.1: Các biến kinh tế sử dụng trong mô hình
STT Tên biến Ý nghĩa Nguồn Giải thích
1 RGDP Tổng sản Datastream Lấy trên cơ sở mức giá năm
phẩm quốc gốc là năm 1994
nội thực
2 OILP Giá dầu thô IMF Tính theo đơn vị đô la Mỹ
thế giới trên một thùng
3 REER Tỉ giá hối Datastream Dữ liệu được lấy từ
đoái thực đa Datastream và được xử lý để
phương tính toán tỉ giá hối đoái thực
đa phương
Cụ thể biến tỉ giá hối đoái thực đa phương( REER) được tác giả xử lý
và tính toán như sau:
Căn cứ vào tỉ trọng thương mại của Việt Nam và các đối tác thương
mại tác giả chọn ra các đồng tiền tham gia “rổ tiền” để tính tỉ giá thực
đa phương theo nguyên tắc ưu tiên chọn đồng tiền của các đối tác có tỉ
trọng thương mại lớn đối với Việt Nam gồm đồng tiền của 20 quốc gia:
Trung Quốc, Mỹ, Pháp, Đức, Ý, Anh, Nga, Nhật Bản, Hà Lan, Thụy
Sỹ, Bỉ, Hàn Quốc, Thái Lan, Singapore, Australia, Hồng Kong,
Malaysia, Indonesia, Philippin, Ấn Độ.
Kỳ gốc được sử dụng là quý 1 năm 1995
Từ đó công thức tính REER là:
(cid:3041)
25
(cid:2919) REER= (cid:3533) e(cid:2920)
(cid:3284) (cid:3004)(cid:3017)(cid:3010)(cid:3285) (cid:3004)(cid:3017)(cid:3010)(cid:3284)
(cid:3011)(cid:2880)(cid:2869)
(3.5) . (cid:1875)(cid:3037) .
(cid:3036): tỉ giá hối đoái danh nghĩa của Việt Nam so với nước j (cid:1857)(cid:3037)
Trong đó:
(cid:3036): Chỉ số giá tiêu dùng của nước j thời kỳ t đã điều chỉnh về kỳ gốc là Q1
(cid:1875)(cid:3037): tỉ trọng thuong mại của các đối tác j ở thời kỳ t
(cid:1829)(cid:1842)(cid:1835)(cid:3037)
năm 1995
(cid:1829)(cid:1842)(cid:1835)(cid:3036): chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam thời kỳ t đã điều chỉnh về kỳ gốc Q1 năm 1995
Trong mô hình các chuỗi số liệu được biểu diễn dưới dạng logarit cơ số
tự nhiên.
26
4. NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Kết quả kiểm định đơn vị
Khi xét đến mô hình VAR vấn đề cần phải xét đó là tính dừng của các
biến, do vậy mục đích của phần này là kiểm tra tính dừng của các biến chuỗi
thời gian nhằm tránh những rắc rối khi sử dụng dữ liệu trong các phân tích
sau này do vấn đề hồi qui giả gây ra. Như đã trình bày trong phần phương
pháp nghiên cứu bài nghiên cứu này sẽ sử dụng phương pháp kiểm định
nghiệm đơn vị ADF và PP.
Đầu tiên kiểm tra tính dừng của các biến với phương pháp ADF cho
các biến, kết quả thu được là các biến không dừng. Tiếp theo tiến hành kiểm
tra tính dừng cho sai phân bậc nhất biến tổng sản phẩm quốc nội thực, kết quả
thu được như bảng bên dưới:
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp ADF của
D.LnRGDP
. dfuller d.lnrgdp
Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 70
Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Statistic Value Value Value Z(t) -24.224 -3.552 -2.914 -2.592 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
(Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata)
27
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp PP của D.
Ln RGDP
. pperron d.lnrgdp
Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 70 Newey-West lags = 3
Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Statistic Value Value Value Z(rho) -112.785 -19.260 -13.460 -10.820 Z(t) -99.172 -3.552 -2.914 -2.592 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
(Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata)
Tương tự quan sát đồ thị sai phân bậc nhất của biến giá dầu thế giới,
kết quả thu được là sai phân bậc nhất của nó cũng có xu hướng và có hệ số
chặn nên kiểm định ADF và PP trong trường hợp này được thực hiện như
bảng dưới đây.
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp ADF của
D.LnOIL
. dfuller d.lnoil,trend
Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 70
Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Statistic Value Value Value Z(t) -6.214 -4.106 -3.480 -3.168 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
(Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata)
28
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp PP của
D.LnOIL
. pperron d.lnoil,trend
Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 70 Newey-West lags = 3
Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Statistic Value Value Value Z(rho) -45.218 -26.380 -20.160 -17.080 Z(t) -6.058 -4.106 -3.480 -3.168 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
(Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata)
Quan sát đồ thị của sai phân bậc nhất của biến tỉ giá hối đoái thực đa
phương cho thấy sai phân bậc nhất của tỉ giá hối đoái thực đa phương là có hệ
số chặn, nhưng không có xu thế vì vậy kiểm định ADF và PP được thực hiện
như sau:
Bảng 4.5 : Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp ADF của
D.LnREER
. dfuller d.lnreer,nocon
Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 70
Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Statistic Value Value Value Z(t) -7.187 -2.612 -1.950 -1.610
(Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata)
29
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định đơn vị theo phương pháp PP của
D.LnOIL
. pperron d.reer,nocon
Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 70 Newey-West lags = 3
Interpolated Dickey-Fuller Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Statistic Value Value Value Z(rho) -56.395 -13.060 -7.780 -5.540 Z(t) -7.078 -2.612 -1.950 -1.610
(Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata)
Quá trình kiểm định tính dừng của các biến có thể tóm tắt như sau. Đầu
tiên,tác giả kiểm tra tính dừng của các biến tổng sản phẩm quốc nội thực
(RGDP), giá dầu thế giới (OIL) và tỉ giá hối đoái thực đa phương (REER), kết
quả thu được là các biến này không dừng. Tiếp theo tiến hành quan quan sát
về đồ thị của các sai phân bậc nhất cho các biến trên tác giả nhận thấy sai
phân bậc nhất của biến tổng sản phẩm quốc nội (RGDP) và giá dầu thế giới
(OIL)có hệ số chặn và có xu thế vì vậy mô hình kiểm định của Dickey-Fuller,
và Phillips-Perron cũng được sử dụng phù hợp với trường hợp trên. Còn biến
sai phân của biến tỉ giá hối đoái thực đa phương có hệ số chặn tuy nhiên
không có xu thế vì vậy tác giả lựa chọn mô hình kiểm định đơn vị cho trường
hợp này là có hệ số chặn và không có xu thế.
30
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Biến số Kiểm định ADF Kiểm định PP Kết
luận Tại mức 1% Sai phân bậc Tại mức Sai phân bậc
1 1% 1
RGDP -3.552 -24.224 -3.552 -99.172 I(1)
OIL -4.106 -6.214 -4.106 -6.058 I(1)
REER -2.612 -7.187 -2.612 -7.078 I(1)
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả chạy trên phần mềm stata)
Bảng (4.7) thể hiện kết quả kiểm định theo hai phương pháp ADF và
PP. Nhìn vào bảng trên có thể kết luận rằng với mức ý nghĩa 1% tất cả các
biến nghiên cứu đều dừng tại sai phân bậc nhất, điều này hoàn toàn phù hợp
với kết luận của Asteriou (2007) rằng hầu hết các biến số kinh tế vĩ mô đều
dừng tại sai phân bậc nhất. Vì các biến dừng ở cùng bậc sai phân nên tiếp theo
tác giả tiến hành kiểm định đồng liên kết giữa các biến để xem liệu có tồn tại
mối quan hệ dài hạn giữa chúng hay không. Tuy nhiên, trước khi tiến hành
kiểm định đồng liên kết tác giả tiến hành kiểm định mối quan hệ nhân quả
giữa các cặp biến với nhau để xác định mối quan hệ trong ngắn hạn của các
biến
4.2 Kết quả kiểm định nhân quả Granger
Mục đích của phần này là kiểm tra mối quan hệ nhân quả giữa các biến
trong mô hình đó tổng sản phẩm quốc nội thực, giá dầu thế giới, và tỉ giá hối
đoái thực đa phương.
31
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định nhân quả Granger
. vargranger
Granger causality Wald tests Equation Excluded chi2 df Prob > chi2 D_lnrgdp D.lnoil 10.32 2 0.006 D_lnrgdp D.lnreer 6.286 2 0.043 D_lnrgdp ALL 13.763 4 0.008 D_lnoil D.lnrgdp 4.7648 2 0.092 D_lnoil D.lnreer 8.2496 2 0.016 D_lnoil ALL 11.434 4 0.022 D_lnreer D.lnrgdp 2.9413 2 0.230 D_lnreer D.lnoil 5.1092 2 0.078 D_lnreer ALL 8.9267 4 0.063
(Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata)
Bảng 4.8 thể hiện kết quả của kiểm định nhân quả Granger, giả thuyết
Ho ban đầu là các cặp này không có quan hệ nhân quả với nhau, với mức ý
nghĩa 5% kết quả chỉ ra rằng trong 3 cặp giả thuyết Ho được thiết lập để kiểm
định mối quan hệ nhân quả giữa các biến có 3 giả thuyết Ho bị bác bỏ còn 3
giả thuyết Ho không bị bác bỏ.
Cặp giả thuyết đầu tiên đó là giá dầu thế giới không có quan hệ với
biến tổng sản phẩm quốc nội thực bị bác bỏ, điều đó đồng nghĩa là giá dầu thế
giới có tác động tới tổng sản phẩm quốc nội thực, điều này là hợp lý khi mà
các sản phẩm của dầu thô là đầu vào sản xuất cho mọi nền kinh tế nói chung
và nền kinh tế của Việt Nam nói riêng. Nên khi giá dầu biến động sẽ ảnh
hưởng tới quá trình sản xuất của các doanh nghiệp từ đó ảnh hưởng tới tổng
sản phẩm quốc nội thực. Bên cạnh đó Việt Nam là quốc gia xuất khẩu dầu
mỏ, tỉ trọng kim ngạch xuất khẩu dầu mỏ chiếm một tỉ lệ lớn trong cơ cấu
32
GDP vì vậy khi giá dầu thế giới thay đổi sẽ làm cho giá trị GDP thay đổi. Kết
luận này cũng phù hợp với nghiên cứu của Aliuy(2009) và He,Wei, Chu
(2010) cũng như nhiều tác giả khác
Cặp giả thuyết thứ hai cho thấy biến động tỉ giá thực đa phương là
nguyên nhân ảnh hưởng tới tổng sản phẩm quốc nội thực. Điều này cũng hợp
lý khi mà tỉ giá có ảnh hưởng lớn đến cán cân thương mại. Phá giá có tác
dụng hỗ trợ xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu, kết quả này cũng phù hợp với
nghiên cứu của các tác giả Magda Kandil (2004), Aliuy (2009), Dhasmana
(2013)...
Mối quan hệ nhân quả thứ ba đó là tỉ giá hối đoái thực đa phương của
Việt Nam góp phần giải thích cho sự biến động của giá dầu thế giới.
Vì kiểm định nhân quả Granger là kiểm đinh mối quan hệ nhân quả hai
chiều nên tác giả cũng xem xét tác động ngược lại của biến tổng sản phẩm
quốc nội tới tỉ giá hối đoái thực đa phương và giá dầu thế giới, kết quả
Granger cho thấy rằng tổng sản phẩm quốc nội Việt Nam không tác động tới
tỉ giá hối đoái thực đa phương và giá dầu thế giới, kết quả này cũng giống với
nghiên cứu của Aliyu(2009). Trong kết quả kiểm định này cũng chỉ ra rằng
giá dầu thế giới không ảnh hưởng tới tỉ giá hối đoái thực đa phương của Việt
Nam.
4.3 Kết quả kiểm định đồng liên kết
Khi chúng ta hồi quy các chuỗi thời gian không dừng rất dễ dẫn đến hồi
quy giả mạo. Nhưng theo Engle và Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp
tuyến tính giữa hai chuỗi thời gian không dừng có thể là một chuỗi dừng nếu
chúng có mối quan hệ đồng liên kết.
33
Trước khi thực hiện phương pháp kiểm định đồng liên kết của
Johansen, tác giả sử dụng mô hình VAR để xác định độ trễ tối ưu dựa trên
tiêu chuẩn AIC. Kết quả thu được cho thấy độ trễ tối ưu là 4.
Bảng 4.9: Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu
. v arso c Sele c tion -ord er cr iteria Samp l e: 12 - 72 Numbe r of obs = 61 lag LL L R df p FPE AI C HQ IC S BIC 0 15 8.81 1 1.2e- 06 -5.10 856 -5.0 6788 -5. 00475 1 19 8.00 2 78 .381 9 0.000 4.5e- 07 -6.09 841 -5.9 3567 -5. 68316 2 2 10.3 9 24 .777 9 0.003 4.0e- 07 -6.20 951 -5.9 2471 -5. 48281 3 36 7.01 1 31 3.24 9 0.000 3.2e- 09 -11.0 495 -10. 6427 -10 .0114 4 41 0.68 1 8 7.34 9 0.000 1.0e- 09* -12.1 863* -11. 6573 * -10 .8367 * 5 41 9.77 5 18 .189 9 0.033 1.1e- 09 -12.1 894* -11. 5384 -10 .5283 6 4 25.3 6 11 .169 9 0.264 1.2e- 09 -12.0 774 -11. 3043 -10 .1049 7 42 9.30 8 7 .897 9 0.545 1.5e- 09 -11.9 117 -11. 0167 -9. 62784 8 4 37.8 1 17 .004* 9 0.049 1.6e- 09 -11.8 954 -10. 8783 -9. 30008 9 4 43.4 8 1 1.34 9 0.253 1.9e- 09 -11.7 862 -10 .647 -8. 87945 10 45 0.23 9 13 .519 9 0.141 2.2e- 09 -11.7 128 -10. 4515 -8. 49455 Endo g enou s: D.lnr gdp D.lno il D.lnre er Exo g enou s: _cons
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm stata)
Để kiểm định tính phù hợp của độ trễ tác giả tiến hành kiểm định tính
ổn định của mô hình bằng cách kiểm tra tự tương quan giữa các sai số của mô
hình. Kết quả thu được mô hình không bị tự tương quan, vì vậy có thể kết
luận độ trễ 4 được lựa chọn là phù hợp.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định tự tương quan của mô hình VAR
. varlmar,ml(4)
Lagrange-multiplier test lag chi2 df Prob > chi2 1 8.3014 9 0.50408 2 7.6983 9 0.56482 3 3.7788 9 0.92536 4 2.9142 9 0.96760 H0: no autocorrelation at lag order
34
Tiến hành kiểm định đồng liên kết theo phương pháp của Johansen dựa
trên độ trễ tối ưu là 4 vừa xác định. Kết quả cho thấy có một mối quan hệ
đồng liên kết giữa các biến RGDP, OIL, REER. Điều đó chứng tỏ có mối
quan hệ giữa giá dầu tỉ giá hối đoài thực đa phương và tổng sản phẩm quốc
nội thực trong dài hạn ở Việt Nam.
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định đồng liên kết
. vecrank lnrgdp lnoil lnreer,lags(4)
Johansen tests for cointegration Trend: constant Number of obs = 68 Sample: 5 - 72 Lags = 4 5% maximum trace critical rank parms LL eigenvalue statistic value 0 30 403.22202 . 105.3956 29.68 1 35 449.07734 0.74042 13.6850* 15.41 2 38 455.22471 0.16540 1.3902 3.76 3 39 455.91982 0.02024
(Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata)
4.4 Kết quả mô hình VECM trong dài hạn
Vì kết quả kiểm tra đồng liên kết theo phương pháp Johansen cho thấy
có một đồng liên kết giữa các biến log của tổng sản phẩm quốc nội, log của
giá dầu và log của tỉ giá hối đoái thực đa phương. Tác giả tiến hành ước lượng
hồi quy theo mô hình VECM và thu được kết quả như sau:
35
Bảng 4.12: Kết quả mô hình VECM trong dài hạn
Cointegrating equations
Equation Parms chi2 P>chi2 _ce1 2 964.3397 0.0000
Identification: beta is exactly identified
Johansen normalization restriction imposed beta Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] _ce1 lnrgdp 1 . . . . . lnoil -.4579467 .01558 -29.39 0.000 -.4884829 -.4274105 lnreer 1.429014 .1731607 8.25 0.000 1.089625 1.768402 _cons -10.0334 . . . . .
Từ bảng hồi quy bên trên ta có thể viết lại vector đồng liên kết dưới
dạng toán học như sau:
LnRGDP=10.0334 + 0.4579467LnOIL - 1.429014LnREER
Các hệ số trong mô hình thể hiện sự co giãn của giá dầu thế giới, tỉ giá
hối đoái thực đa phương đối với tổng sản phẩm quốc nội của Việt Nam, hay
nói cách khác khi tỉ giá hối đoái thực và giá dầu thế giới biến động 1% thì
tổng sản phẩm quốc nội thay đổi bao nhiêu phần trăm.
Đầu tiên ta thấy rằng khi giá dầu thế giới tăng 1% tổng sản phẩm quốc
nội tăng gần 0.46% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả này
cùng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Thúy Vinh (2011) khi
giá dầu thế giới tăng 1% chỉ số sản xuất công nghiệp Việt Nam tăng 0.18%.
Như chúng ta đều biết mặc dù Việt Nam phải nhập khẩu xăng dầu thành
phẩm từ nước ngoài nhưng cũng là một trong các nước có tỉ trọng dầu thô
36
xuất khẩu khá lớn, trong giai đoạn hiện nay ngành dầu khí đồng góp 18-22%
vào tổng sản phẩm quốc nội nên khi giá dầu thô thế giới tăng đồng nghĩa với
giá trị xuất khẩu dầu thô của Việt Nam cũng tăng lên đáng kể. Bên cạnh đó
kết quả này cũng phù hợp với các nghiên cứu của Rano Aliyu(2009) tại
Negeria và Usama Al-Mulali(2010) tại Na Uy, hai quốc gia xuất khẩu dầu mỏ
tương tự giống Việt Nam.
Thứ hai, khi tỉ giá hối đoái thực đa phương tăng 1%, các yếu tố khác
không đổi tổng sản phẩm quốc nội giảm hơn 1.42% kết quả này cũng phù hợp
với nghiên cứu của Nguyễn Thị Thúy Vinh (2011) đó là khi tỉ giá hối đoái
thực tăng 1% chỉ số sản xuất công nghiệp giảm gần 1.1%. Theo quan điểm
của việc phá giá tiền tệ thì phá giá có tác động khuyến khích xuất khẩu và
giảm nhập khẩu. Do đó hệ số âm của mối quan hệ giữa tỉ giá hối đoái thực đa
phương và tổng sản phẩm quốc nội thực là hợp lý. Nền kinh tế Việt Nam phụ
thuộc nhiều vào việc xuất hàng hóa như gạo, dầu thô và dệt may…, Đồng
Việt Nam yếu có thể mang lại lợi thế cạnh tranh cho xuất khẩu và từ đó tác
động tích cực tới tăng trưởng kinh tế. Có một thực tế đó là các ngành công
nghiệp của Việt Nam phụ thuộc lớn vào đầu vào nhập khẩu do đó thâm hụt
thương mại được nới rộng, việc giảm giá đồng tiền Việt Nam có thể giúp làm
giảm thâm hụt thương mại.
Như vậy kết quả ước lượng hồi quy trên có thể kết luận rằng trong dài
hạn nền kinh tế Việt Nam phụ thuộc vào sự biến động của tỉ giá thực đa
phương nhiều hơn là sự biến động của giá dầu thế giới.
4.5 Kết quả mô hình ECM trong ngắn hạn
Để kiểm tra mối quan hệ trong ngắn hạn giữa cú sốc giá dầu biến động
tỉ giá hối đoái thực và tăng trưởng kinh tế, tác giả sử dụng mô hình hiệu chỉnh
sai số (ECM).
37
Kết quả cho thấy các sai số của hiệu chỉnh sai số là có ý nghĩa thống
kê. Điều này có nghĩa là GDP thực tế ở Việt Nam có một cơ chế tự điều chỉnh
để đạt được mối quan hệ cân bằng trong dài hạn.
Bảng 4.13: Kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số ECM
. v e c l n r g d p lnoil lnreer,lags(4) rank(1) Ve c t o r e r r o r -c orrection model Sa m p l e : 5 - 7 2 No. of o bs = 68 AIC = - 12 .1 7875 Lo g l i k e l i h o od = 449.0773 HQIC = - 11 .7 2609 De t ( S i g m a _ m l ) = 3.68e-10 SBIC = - 11 .0 3635 Eq u a t i o n Parms RMSE R-sq chi2 P >c hi 2 D_ l n r g d p 11 .007956 0.9991 62966.48 0 .0 00 0 D_ l n o i l 11 .136693 0.3227 27.15509 0 .0 04 4 D_ l n r e e r 11 .026343 0.3229 27.1815 0 .0 04 3 Coef. Std. Err. z P>|z| [ 95 % Co n f . I nt er val] D_ l n r g d p _ c e 1 L 1 . -.0773691 .0076399 -10.13 0.000 - .0 92 34 3 - .0 62 3952 l n r g d p L D . -.9281571 .0092257 -100.61 0.000 -. 94 62 39 2 -. 91 0075 L 2 D . -.9702786 .0104371 -92.96 0.000 -. 99 07 34 9 - .9 49 8223 L 3 D . -1.008273 .0074328 -135.65 0.000 -1 .0 22 84 1 - .9 93 7045 l n o i l L D . -.0075649 .0085351 -0.89 0.375 -. 02 42 93 4 .0 09 1635 L 2 D . -.0233667 .008015 -2.92 0.004 -. 03 90 75 9 - .0 07 6576 L 3 D . -.0113817 .0081319 -1.40 0.162 -. 02 73 19 9 .0 04 5564 l n r e e r L D . .0143562 .0378795 0.38 0.705 -. 05 98 86 3 .0 88 5987 L 2 D . -.0396138 .0375234 -1.06 0.091 -. 11 31 58 2 .0 33 9307 L 3 D . .0015316 .038254 0.04 0.068 -. 07 34 44 8 .0 76 5081 _ c o n s .0510576 .0017681 28.88 0.000 . 04 75 92 1 .0 54 5231
(Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata)
Kết quả cũng cho thấy mức độ trễ trong tác động của chính tổng sản
phẩm quốc nội lên nó là khá lớn, cụ thể tổng sản phẩm quốc nội thực chịu tác
38
động của chính nó từ quý thứ 3 trở về trước và tác động của mối quan hệ giữa
chúng mang dấu dương nghĩa là chúng có quan hệ cùng chiều với nhau.
Mức độ trễ của biến động giá dầu thế giới tới tổng sản phẩm quốc nội
thực là 2, điều đó có nghĩa là mức biến động của giá dầu từ quý 2 trở về trước
thì ảnh hưởng tới tổng sản phẩm quốc nội thực, kết quả này là phù hợp vì thực
tế các hợp đồng mua bán xăng dầu thường được ký kết trước do đó ảnh hưởng
của nó thường xảy ra sau khoảng hai quý.
Về mối quan hệ giữa hai biến tỉ giá hối đoái thực hiệu lực và tăng
trưởng kinh tế trong ngắn hạn, kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số cho thấy có
tồn tại mối quan hệ giữa chúng. Mức độ trễ trong tác động của tỷ giá hiệu lực
đa phương đến tổng sản phẩm quốc nội thực là khá lớn, thể hiện ở biến số
L3D lnreer. Có nghĩa là, biến động của tỷ giá ở quý thứ 3 về trước sẽ có tác
động đến tổng sản phẩm quốc nội ở thời điểm hiện tại. Điều này phù hợp với
lý thuyết thương mại cũng như thực tế ngoại thương Việt Nam, cụ thể là
những mặt hàng xuất khẩu chủ lực của Việt Nam phần lớn là nông sản. Vì
thế, đây là phản ứng trễ trong sản xuất đối với thay đổi của tỷ giá hối đoái.
Sau khi chạy mô hình để kiểm tra tính phù hợp của mô hình tác giả tiến
hành kiểm định tự tương quan phần dư của mô hình kết quả thu được cho thấy
mô hình không bị tư tương quan, hay nói cách khác mô hình là phù hợp và có
ý nghĩa.
39
Bảng 4.14: Kết quả kiểm tra tự tương quan của mô hình VECM
. veclmar,mlag(4)
Lagrange-multiplier test lag chi2 df Prob > chi2 1 25.5371 9 0.00243 2 8.4439 9 0.49010 3 3.7284 9 0.92836 4 5.1692 9 0.81931 H0: no autocorrelation at lag order
(Nguồn: Kết quả thu được từ phần mềm Stata)
4.6 Kết quả hàm phản ứng xung
Hàm phản ứng xung trong mô hình được sử dụng nhằm đo lường mức
độ tác động của một biến tới các biến còn lại trong một khoảng thời gian nhất
định. Từ 3 biến trong bài nghiên cứu sẽ có 9 phản ứng xung được tạo ra. Tuy
nhiên do mục đích của baì nghiên cứu là nhằm kiểm tra biến động của giá dầu
thế giới và biến động tỉ giá hối đoái thực đa phương ảnh hưởng như thế nào
tới hoạt động kinh tế nên trong phần này tác giả sẽ xem xét 3phản ứng xung
tương ứng với biến độc lập là giá dầu dầu thế giới và tỉ gía hối đoái thực đa
phương còn biến phụ thuộc là tổng sản phẩm quộc nội thực, và thêm phản
ứng xung của biến độc lập là giá dầu thế giới và biến phụ thuộc là tỉ giá hối
đoái thực đa phương nhằm xem xét phản ứng của tỉ giá hối đoái thực đa
phương khi có sự biến động trong giá dầu thế giới.
40
Hình 4.1: Phản ứng của tổng sản phẩm quốc nội thực trước cú sốc
irf1, D.lnoil, D.lnrgdp
.02
.01
0
-.01
-.02
2
6
8
0
4 step
95% CI
impulse response function (irf)
Graphs by irfname, impulse variable, and response variable
giá dầu thế giới
Hình 4.1 Thể hiện phản ứng của tổng sản phẩm quốc nội thực khi có sự
thay đổi một độ lệch chuẩn trong giá dầu thô thế giới.Đồ thị chỉ ra rằng trong
quý thứ nhất tổng sản phẩm quốc nội thực phản ứng cùng chiều 0.01 khi có sự
thay đổi một độ lệch chuẩn trong giá dầu thô thế giới, đến quý thứ 2 tổng sản
phẩm quốc nội thực phản ứng ngược chiều đến quý thứ 3 phản ứng cùng
chiều trở lại nhưng phản ứng ít hơn quý đầu tiên, đến quý thứ tư lại phản ứng
ngược chiều và tiếp tục phản ứng cùng chiều trong quý thứ 5.
41
Hình 4.2: Phản ứng của tổng sản phẩm quốc nội thực trước sự biến
irf1, D.lnreer, D.lnrgdp
.1
0
-.1
0
2
6
8
4 step
95% CI
impulse response function (irf)
Graphs by irfname, impulse variable, and response variable
động của tỉ giá hối đoái thực đa phương
Hình 4.2 thể hiện phản ứng của biến tổng sản phẩm quốc nội thực khi
có sự thay đổi một độ lệch chuẩn trong biến tỉ giá hối đoái thực đa phương.
Đồ thị cho thấy rằng trong hai quý đầu tiên tổng sản phẩm quốc nội thực biến
động ngược chiều so với biến động trong tỉ giá hối đoái thực đa phương, tuy
nhiên quý 2 biến động mạnh mẽ hơn so với quý 1, đến quý 3 tổng sản phẩm
quốc nội thực biến động cùng chiều, tuy nhiên đến quý 4 tổng sản phẩm quốc
nội thực hầu như không bị ảnh hưởng bởi biến động của tỉ giá hối đoái thực
đa phương, đến quý thứ 5 và thứ 6 RGDP tiếp tục biến động ngược chiều với
42
OIL và quay trở lại tác động cùng chiều trong quý thứ 7, và lại tiếp tục hầu
như không bị tác động trong quý thứ 8.
Hình 4.3: Phản ứng của tỉ giá hối đoái thực đa phương trước cú sốc
irf1, D.lnoil, D.lnreer
.1
.05
0
-.05
0
2
6
8
4 step
95% CI
impulse response function (irf)
Graphs by irfname, impulse variable, and response variable
giá dầu thế giới
Hình 4.3 cho thấy trong quý đầu tiên REER biến động ngược chiều so
với OIL tuy nhiên độ biến động không đáng kể, đến quý thứ hai REER biến
động cùng chiều mạnh mẽ so với OIL, đến quý 3 và quý 4 biến động ngược
chiều tuy nhiên quý 3 độ biến động không đáng kể so với quý 4, từ quý thứ 5
trở đi tỉ giá hối đoái thực đa phương hầu như không còn chịu tác động của
biến động giá dầu thế giới.
43
4.7 Kết quả phân rã phương sai
Một trong những ứng dụng quan trọng của mô hình VAR và VECM là
chức năng phân rã phương sai nhằm phân tích mức độ tác động của mỗi biến
trong việc giải thích biến động của một biến còn lại trong mô hình.
Kết quả đo lường được cho ta thấy:
Trong bai biến của bài nghiên cứu biến động trong tổng sản phẩm quốc
nội thực RGDP chủ yếu được giải thích bởi chính nó, tiếp đến là tỉ giá hối
đoái thực đa phương và cuối cùng là giá dầu thế giới.
Chỉ số tổng sản phẩm quốc nội thực chịu tác động ngay lập tức bởi tác
động của cú sốc chính nó- tổng sản phẩm quốc nội thực trong quá khứ, giải
thích 100% biến động của tổng sản phẩm quốc nội thực ở kỳ đầu tiên,và sau
đó giảm dần trong các kỳ tiếp theo.
Tác động của giá dầu thế giới giải thích cho biến động trong tổng sản
phẩm quốc nội thực trung bình khoảng 3% qua các thời kỳ.
Biến động tỉ giá hối đoái thực đa phương giải thích trung bình khoảng
6.6% trong biến động của tổng sản phẩm quốc nội thực.
Kết quả phân rã phương sai được trình bày lại như bảng sau đây:
44
Bảng 4.15:Kết quả phân rã phân sai mức giải thích của các biến
đến sự thay đổi của RGDP
Variance Decomposition of D.Lnrgdp
Period
D.lnrgdp
D.lnoil
D.lnreer
1
0
0
1
0.963124
0.031188
0.005688
2
0.873092
0.041074
0.085834
3
0.859263
0.045825
0.094913
4
0.906364
0.028887
0.06475
5
0.901542
0.030606
0.067852
6
0.866439
0.033329
0.100232
7
0.855636
0.036215
0.10815
8
Mức độ tác động của mỗi biến số đến biến động của tổng sản phẩm
quốc nội thực được minh họa trực quan bằng đồ thị sau, với tỷ lệ phần trăm
trong 8 giai đoạn tương ứng với 8 quý:
45
Hình 4.4: Kết quả phân rã phân sai mức giải thích của các biến đến
100%
95%
90%
D.lnreer
D.lnoil
85%
D.lnrgdp
80%
75%
1
2
3
4
5
6
7
8
sự thay đổi của RGDP
46
5. KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu sử dụng mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) để
kiểm tra tác động dài hạn cũng như ngắn hạn của cú sốc giá dầu thế giới cũng
như biến động tỉ giá hối đoái thực đa phương tới tăng trưởng kinh tế ở Việt
Nam. Kết quả phân tích dựa trên chuỗi dữ liệu hàng quý giai đoạn 1995-2012.
Đầu tiên, kết quả kiểm định đơn vị cho thấy các biến trong mô hình
cùng dừng ở sai phân bậc nhất, tiến hành kiểm định nhân quả Granger giữa
các biến kết quả cho thấy có 3 mối quan hệ nhân quả giữa các cặp biến trong
mô hình là: Giá dầu thế giới có tác động đến tổng sản phẩm quốc nội thực, Tỉ
giá hối đoái thực đa phương cũng góp phần giải thích cho sự biến động trong
tổng sản phẩm quốc nội thực, và tỉ giá hối đoái thực đa phương Việt Nam có
góp phần giải thích cho sự biến động của giá dầu thế giới.
Tiếp theo,tiến hành kiểm định đồng liên kết cho thấy giữa các biến tổng
sản phẩm quốc nội thực, giá dầu thế giới và tỉ giá hối đoái thực đa phương kết
quả cho thấy có một đồng liên kết giữa các biến, hay nói cách khác có mối
quan hệ dài hạn giữa các biến.
Cụ thể hơn kết quả hồi quy với mô hình VECM cho thấy trong dài hạn
khi giá dầu thế giới tăng hay (giảm) 10% thì tổng sản phẩm quốc nội thực
tăng ( giảm)4.6% với điều kiện các yếu tố khác không đổi, tương tự khi tỉ giá
hối đoái thực đa phương giảm (tăng)10% các yếu tố khác không đổi thì tổng
sản phẩm quốc nội thực tăng (giảm) 14.2%. Như vậy có nghĩa là hoạt động
kinh tế của Việt Nam chịu ảnh hưởng bởi sự giảm giá thực của Đồng Việt
Nam hơn là sự sự gia tăng của giá dầu thế giới.
47
Kết quả phân tích phân rã phương sai cho thấy biến động trong tổng
sản phẩm quốc nội thực được giải thích chủ yếu bởi sự biến động của chính
nó, tiếp đến là biến động trong tỉ giả hối đoái thực đa phương và cuối cùng là
sự thay đổi của giá dầu thế giới.
Bên cạnh một số kết quả nghiên cứu đã đạt được ở trên thì đề tài nghiên
cứu vẫn còn gặp phải một số hạn chế. Thứ nhất, do hạn chế về mặt dữ liệu
nên đề tài chỉ thực hiện nghiên cứu với 68 quan sát từ Q1 năm 1995 đến Q4
năm 2012, nên có thể ảnh hưởng tới kết quả nghiên cứu. Đối với dữ liệu theo
chuỗi thời gian thì các quan sát càng nhiều hay thời gian nghiên cứu càng dài
càng cải thiện độ tin cậy của kết quả kiểm định. Thứ hai, có rất nhiều biến
kinh tế vĩ mô tác động tới tốc độ tăng trưởng kinh tế tuy nhiên để đảm bảo
được tính ổn định của mô hình bài nghiên cứu chỉ thực hiện trên hai biến đó
là giá dầu thế giới và tỉ giá hối đoái thực đa phương. Thứ ba,do kiến thức
cũng như hiểu biết của tác giả còn nhiều hạn chế nên không tránh khỏi sai sót
trong quá trình phân tích.
48
TÀI LIỆU THAO KHẢO
Tiếng nước ngoài:
1. Agenor, P.R., “Output, Devaluation and the Real Exchange Rate in Developing
Countries, Weltwirtschaftliches Archiv, 1991, 18-4.
2. Aliyu, S.U.R., 2009. Impact of oil price shock and exchange rate volatility on
economic growth in Nigeria: an empirical investigation. Research Journal of
International Studies 11 (July), 4-15.
3. Al-mulali, Usama, 2010. The Impact of Oil Prices on the Exchange Rate and
Economic Growth in Norway. MPRA Paper 24447, University Library of
Munich, Germany.
4. Cunado, J., Gracia F.P., 2005. Oil prices, economic activity and inflation: evidence
for some Asian countries. The Quarterly Review of Economics and Finance 45 (1),
65–83.
5. Dhasmana, 2013. Real Effective Exchange Rate anh Manufacturing Sector
Performance: Evidence from Indian firms. Indian Institute of Management
Bangalore
6. Du, L., He, Y., Wei, C., 2010. The relationship between oil price shocks and
China’s macro-economy: An empirical analysis. Energy Policy 38 (8), 4142–4151.
7. Edwards, S. (1989). Real Exchange Rates, Devaluation, and Adjustment, MIT
Press, Cambridge, Massachusetts.
8. Edwards, S., 1986. Are devaluations contractionary?. The Review of Economics
and Statistics 68 (3), 501–508.
9. Gisser, M. & Goodwin, T. H. 1986, Crude oil and the macro economy: Tests
of some popular notions. J. Money Credit Banking 18(1): 95-103.
10. H.Bazlul ,H. Sayema and A.Mohammad, 2012. The Exchange Rate and
Economic Growth: An Empirical Assessment on Bangladesh. Internatinal
Growth Centre.
11. Hamilton, J., 1983. Oil and the macroeconomy since World War II. Journal of
Political Economy 91 (2), 593–617
12. Jimenez-Rodriguez and Sanchez (2005). Oil Price Shocks and Real GDP
Growth: Empirical Evidence for some OECD Countries. Applied Economics
37, pp. 201-228.
13. Jin, Guo, 2008. The impact of oil price shock and exchange rate volatility on
economic growth: A comparative analysis for Russia Japan and China. Research
Journal of International Studies 8 (November), 98-111.
14. Jouko Rautava,2002.The role of oil prices and the real exchange rate in
Russia’s economy. No 3, Bank of Finland Institute for Economies in
Transition.
15. Kamin, S.B., Klau, M., 1998. Some multi_country evidence on the effect of
real exchange rate on output. International Finance Discussion Papers No
611, Board of Governors of the Federal Reserve System (U.S.).
16. Kandil, M., 2004. Exchange rate fluctuations and economic activity in developing
countries: theory and evidence. Journal of Economic Development 29 (1), 85-108.
17. Lee, K., Ni, S., 2002. On the dynamic effects of oil price shocks: a study
using industry level data. Journal of Monetary Economics 49 (4), 823-852.
18. Marcel Gozali, 2010. Macroeconomic Impacts Of Oil Price Levels And
Volatility On Indonesia. Economics Department at Digital Commons.
19. McKillop, A., 2004. Oil prices, economic growth and world oil demand.
Middle East Economic Survey VOL. XLVII, No 35. Retrieved September 9,
2010 from http://www.gasandoil.com/goc/speeches/mckillop.htm.
20. Milani, F., 2009. Expectations, learning, and the changing relationship
between oil prices and the macroeconomy. EnergyEconomics 31 (6), 827–
837
21. Narayan, P.K, Narayan.S, 2010. Modelling the impact of oil price on Viet
Nam’stock price. Applied Energy 87(1).
49
22. Rautava, J., 2004. The role of oil prices and the real exchange rate in Russia’s
economy—a cointegration approach. Journal of Comparative Economics 32 (2),
315–327
23. Rogers, J.H., Wang, P., 1995. Output, inflation and stabilization in a small open
economy: evidence from Mexico. Journal of Development Economics 46 (2), 271-
293.
24. Stephen P. A. Brown & Mine Yucel, 1999. Oil price shocks and the U.S.
economy: where does the asymmetry originate?, Working Papers 99-11,
Federal Reserve Bank of Dallas.
25. U. Adiguzel, T.Bayat, S.Kayhan. Oil Prices and Exchange Rates in Brazil,
India and Turkey: Time and Frequency Domain Causality Analysis.
26. Viet Trung, Thuy Vinh, 2011. impact of oil prices, real effective exchange rate and
inflation on economic activity: Novel evidence for Vietnam. Kobe University.
50
Các trang điện tử:
1. Oil Price [online] Available at:
http://imfstatext.imf.org/WBOS-query/Index.aspx?QueryId=5730
2. 1. Real GDP and REER [online] Available at:
http://extranet.datastream.com/index.htm
51
PHỤ LỤC 1: KÝ HIẾU CÁC BIẾN SỐ
Biến
Kí hiệu
Logarit cơ số tự nhiên của biến RGDP
LnRGDP
ở thời kỳ t
Logarit cơ số tự nhiên của biến giá dầu
LnOIL
thế giới thời kỳ t
Logarit cơ số tự nhiên của biến ti giá
LnREER
hối đoái thực đa phương thời kỳ t
Sai phân bậc 1 của LnRGDP ở thời kỳ t
D.LnRGDP
Sai phân bậc 1 của LnOIL ở thời kỳ t
D.LnOIL
Sai phân bậc 1 của LnEER ở thời kỳ t
D.LnREER
L1.
Biến số tương ứng ở thời kỳ t-1
