Mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với yếu tố kinh tế cơ bản bằng chứng thực nghiệm tại và indonesia

Lýdochọnđềtài

Hiệnnay,xuhướngquốctếhoávàtoàncầuhoáđangdiễnrahếtsứcsâusắctrên phạmvitoànThếGiới.Mộthoạtđộngcótínhchấtquantrọngtrongquátr ìn h hộinhậpk inhtếlàngoạithương.Sựthànhcônghaythấtbạicủamộtquốcgiavềchínhsáchngoạith ƣơngđƣợcquyếtđịnhbởichếđộtỷgiáhốiđoái.

Tỷ giá hối đoái thực (REER) là chỉ số quan trọng trong nền kinh tế của mỗi quốc gia, ảnh hưởng trực tiếp đến hoạt động thương mại quốc tế, quyết định đầu tư và tài trợ Nó tác động đến cán cân thanh toán, quá trình sản xuất và xuất nhập khẩu của quốc gia Hơn nữa, tỷ giá hối đoái thực còn ảnh hưởng đến các chính sách tiền tệ Vì vậy, các nhà hoạch định chính sách cần nắm bắt rõ 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 và vượt qua giai đoạn khó khăn Tuy nhiên, tỷ giá hối đoái và thị trường ngoại hối luôn tiềm ẩn rủi ro và không phải lúc nào các chính sách tỷ giá của các quốc gia cũng mang lại thành công như mong đợi Chúng ta không thể quên sự can thiệp bất thành của 15 ngân hàng Trung ương trước sự sụp đổ của hệ thống tỷ giá hối đoái ở Châu Âu những năm 90, hay sự phá giá bất ngờ của đồng bảng Anh vào tháng 9 năm 1992 trước sự tấn công của những kẻ đầu cơ, mặc dù đã có sự can thiệp tích cực của ngân hàng Trung ương Anh Những sự kiện này đã làm rung chuyển thế giới chỉ trong một thời gian ngắn, như cuộc khủng hoảng đồng Peso của Mexico.

Trong bối cảnh kinh tế toàn cầu, sự biến động của tỷ giá hối đoái đã thu hút sự chú ý đặc biệt từ các nhà kinh tế học, đặc biệt là sau sự sụt giảm giá trị đồng kỷ lục vào năm 1995 và sự tăng vọt của đồng USD vào năm 1996 Những thất bại trong việc thực hiện các chính sách liên quan đến tỷ giá hối đoái đã dẫn đến việc tìm kiếm các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ giá này Mặc dù có nhiều nghiên cứu đã chỉ ra mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế, nhưng việc xác định chính xác các yếu tố tác động vẫn là một thách thức Nghiên cứu của Meese và Rogoff (1991) đã chỉ ra rằng mô hình tuyết tính không thể giải thích tốt mối quan hệ này Do đó, nghiên cứu "Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản" tại Việt Nam và Indonesia nhằm tìm ra mối quan hệ thực sự giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản vẫn đang tiếp tục được thực hiện.

Sựcầnthiếtcủađềtài

Mỗiquốcgiamuốncóđƣợcchínhsáchtỷgiáhốiđoáihữuhiệunhấtđềucầnph ảitìmhiểucácyếutốcơbảnnàotrongnềnkinhtếtácđộngđếnsựthayđổicủatỷgiá hốiđoáithựcđồngthờicácnhântốnàyảnhhưởngnhưthếnàocũn gcầnđượcxe mxétvìkhimộtchínhsáchtỷgiáđƣợcđềranósẽchịutácđộngrấtlớntừcácnhântốtr ongnềnkinhtế.Nếukhôngdự đoánđượcxuhướngtá c độngcủacácnhântốtrongnềnkinhtếcóthểlàmchochínhs áchtỷgiáthấtbại.Vìvậynghiêncứutácđộngcủacácyếutốkinhtếcơbảnđếntỷgiáhốiđo áithựclàrấtquantrọng.

Mụctiêunghiêncứu

Phương phápnghiêncứu

Tác giả sử dụng kiểm định ADF để xác định tính dừng của các biến gốc Nếu kết quả cho thấy các biến là hỗn hợp dừng ở bậc 0 và bậc 1, mô hình nghiên cứu sử dụng phù hợp nhất là mô hình ARDL Mô hình ARDL được áp dụng để kiểm định tính đồng liên kết và ước lượng phương trình đồng liên kết giữa tỷ giá thực và các yếu tố kinh tế cơ bản Nếu không tìm thấy mối quan hệ đồng liên kết tuyết tính giữa các biến, tác giả thực hiện kiểm định mối quan hệ phi tuyết tính giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản bằng thuật toán ACE để giải quyết vấn đề hồi quy các biến khi mối quan hệ của chúng không phải là tuyết tính, nhằm hỗ trợ cho việc chạy mô hình ARDL.

SửdụngmôhìnhARDLkiểmđịnh mốiquan hệđồngliênkết của cácbiếnsaukhichyểnđổi.Nếutồntạimốiquanhệđồngliênkếttuyếntínhgiữacácbiếnsa uchuyểnđổithìtácgiảkếtluậncótồntạimốiquanhệphituyếngiữacácbiếngốc.Tứclàtỷ giáhốiđoái thựchiệulựccóquanhệphituyếnvớicácyếutốkinhtếcơbản.

Godfreyđểkiểmđịnhtựtươngquancủamôhình,kiểm địnhCusumvà CusumofSquaređểkiểmtrasự ổnđịnhcủamôhình nghiêncứu,k i ể m địnhsựphùhợpcủacủadạnghàmbằngkiểmđịnhRamsey.

Phạmvinghiêncứu

Tácgiảnghiêncứumốiquanhệgiữatỷgiáhốiđoáithựchiệulựcvàcácyếutốk inhtếcơbảntạihaiquốcgiaViệtNamvàIndonesiađểtìmramốiquanhệp h i t u y ế n g i ữ a c h ú n g Đ ồ n g t h ờ i t á c giảc ũ n g n g h i ê n c ứ u chiềuh ƣ ớ n g t á c độngcũngnhƣ mứcđộtácđộngcủatừngyếutốkinhtếcơbảnđƣợclựachọnlêntỷgiáhốiđoáithựchiệulự ccủahaiđồngtiềnVNDvàIDRtạihaithịtrường.Trongđó,cácyếutốkinhtếcơb ảnđƣợctácgiảlựachọngồm:PROD(chênhlệcht r o n g n ă n g s u ấ t : đ ạ i d i ệ n bởi c h ỉ sốC P I –

P P I h o ặ c G D P bìnhq u â n đ ầ u n g ƣ ờ i ) , TOT(Tỷlệmậudịch),GEXP(Chitiêuchí nhphủ).OPEN(Độmởcủanềnkinhtế),NFA(Tàisảnnướcngoàiròng).

Dữliệunghiêncứu

DữliệutheoquýcủaViệtNamvàIndonesiavới5đốitácthươngmailớncủahai nướcgiaiđoạnQ1.2000–Q4.2013từnguồn IFS IMF,DOTS IMFvàG OS

NămđốitácthươngmạilớncủaViệtNam:TrungQuốc,Úc,HồngKông,H à n Qu ốcvàSingapore

NămđốitácthươngmạilớncủaIndonesia:TrungQuốc,NhậtBản,HoaKỳ,SingaporevàHànQuốc.

Bốcụcbàinghiêncứu

Mốiquanhệgiữatỷgiáhốiđoáivàcácyếutốkinhtếcơbản

NghiêncứucủaMaandKanas(2000)“Testingforanonlinearrelationship amongfundamentalsandexchangeratesinERM”

Trong bài nghiên cứu này, tác giả đề xuất hai thử nghiệm phân tích mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản Thử nghiệm đầu tiên là kiểm tra mối liên kết phi tuyến (Granger và Hallman, 1991; Breiman và Friedman, 1985), nhằm xác định mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá và các yếu tố kinh tế Thử nghiệm thứ hai là kiểm tra mối quan hệ nhân quả phi tuyến Granger (Baek và Brock, 1992; Hiemstra và Jones, 1994), tập trung vào mối quan hệ động Thử nghiệm này có thể làm sáng tỏ các mối quan hệ phi tuyến động giữa tỷ giá và các yếu tố kinh tế cơ bản bằng cách kiểm tra các giá trị trong quá khứ ảnh hưởng đến giá trị hiện tại và tương lai của tỷ giá hối đoái Bằng chứng về mối quan hệ nhân quả phi tuyến có thể chứng minh các 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 dẫn đến bong bóng thị trường, vì vậy tác giả kiểm định theo mô hình ARFIMA để loại bỏ tác động này.

Mặcdùbàinghiêncứucủatácgiảkhôngđưarađượcchiềuhướngcũngnhưđ ộlớntácđộngcủacácyếutốkinhtếcơbảnlêntỷgiáhốiđoáithựcnhƣngtácgiảcũngđãđ ƣarađƣợcmốiquanhệgiữatỷgiáhốiđoáithựcvàcácbiếnkinhtếcơbảnlàphituyế n.Vớicácbiếnkinhtếcơbảnđượclựachonlàtiềntềv àsảnlương.Nghiêncứucủatácg iảchothấyrằngcótồntạimốiquanhệđồngliênkếtphituyếngiữatỷgiávàcung tiềnđốivớitrườnghợpHàLan- Đức,cóthểđƣợchiểunhƣlàbằngchứngvềmộtmốiquanhệphituyếndàihạngiữatỷgi áhốiđoáivớicácyếutốkinhtếcơbản.ĐốivớitrườnghợpPháp- Đức,tácgiảtìmt h ấybằngchứngvềquan hệnhân quảGranger phituyếncủađồngFranceđốivớitỷgiáFFr/DM,quađóthiếtlậprằngcótồntạimộtmố iquanhệphituyếnlinhhoạtgiữacác yếutốk in h tếcơbả nvớitỷgiáhốiđoáiD M /

F F R Kế tquảnàycũ n g phùhợpvớigiảthuyếtsựthốngtrịcủađồngtiềnĐứctrongkhố iliênminhE U (ArtisvàNachane,1990).VớiviệcsửdụngmôhìnhARFIMAtácgi ảcũngkhẳngđịnhrằngmốiquanhệphituyếnkhôngphảidobongbóngthịtrường.

NghiêncứucủaGrauwevàVansteenkiste(2006)“ExchangeratesandFundamentals: ANon –LinearRelationship”

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 bằng cách mở rộng các mô hình chuyển đổi Markov theo đề nghị của McConnell và Perez Quiros (2000) cùng Dewachter (2001) Nghiên cứu sử dụng mẫu dữ liệu từ các nước có lạm phát thấp và cao, cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế nền tảng ổn định hơn ở các nước lạm phát cao Tuy nhiên, đối với các nước lạm phát thấp, mối quan hệ này lại yếu hơn Tác giả phát triển mô hình phi tuyến tính dựa trên sự tồn tại của chỉ số giá giao dịch để giải thích kết quả thực nghiệm, giúp làm rõ bản chất của mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản Đồng thời, tác giả cũng chỉ ra 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 sử dụng dữ liệu tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản theo tháng, với dữ liệu từ các nước lạm phát thấp như Đức, Pháp, Ý, Nhật Bản, Vương quốc Anh và Hoa Kỳ, trong khi dữ liệu từ các nước lạm phát cao như Argentina, Bolivia, Brazil, Chile, Colombia và Ecuador Đối với tỷ giá hối đoái, tác giả sử dụng tỷ giá chính thức cho các nước lạm phát thấp và tỷ giá thị trường quyết định cho các nước lạm phát cao, theo Reinhart.

Rogoff(2004).Sửdụngtỷgiáhốiđoáisongsongc ó lợithếlàđƣợcxácđịnhtrongmộtthịtr ƣờngtựdonêntránhđƣợccáctácđộngb ó p méochínhsáchcủachính phủ.Cuối cùng, tác giảxác định thờigianmẫukhitỷgiáhốiđoáitrongnướclạmphátcaotronggiaiđoạnthảnổi.Tácgiảs ửdụngđiềunàynhƣlàmộtkhởiđầuchoviệcphânloạitỷgiáhốiđoáiđƣợctrìnhbàyb ởiReinhartvàRogoff(2004),vàmởrộngphântíchnhờcácthôngtintừNgânh à n g PháttriểnLiênMỹLatinh.

Nghiên cứu cho thấy rằng ở những nước có lạm phát cao, mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các nhân tố kinh tế cơ bản thường mạnh mẽ hơn Ngược lại, ở các nước có lạm phát thấp, các yếu tố kinh tế cơ bản tác động đến tỷ giá hối đoái có xu hướng thay đổi theo thời gian Mô hình nghiên cứu cho thấy rằng trong bối cảnh lạm phát cao, chi phí giao dịch trên thị trường hàng hóa có thể thấp hơn, dẫn đến ảnh hưởng giảm bớt của các yếu tố kinh tế cơ bản đến tỷ giá hối đoái Điều này cho thấy mối quan hệ phức tạp giữa tỷ giá hối đoái và các nhân tố kinh tế cơ bản tại các nước có lạm phát thấp, nơi mà các yếu tố này có thể không có tác động mạnh như ở các nước có lạm phát cao.

2.2.3 NghiêncứucủaTangvàZhou(2013)“Nonlinearrelationshipbetwe enth e realexchangerateandeconomicfundamentals:EvidencefromChinaan dKorea”

Bàiviếtnàyđiềutramốiquanhệphituyếntiềmnănggiữatỷgiáhốiđoáithựccủah aiđồngtiền(đồngNhândântệcủaTrungQuốcvàđồngWoncủaHànQuốc)và cácyếutốkinh tế cơbản bằngviệcsửdụng dữliệuquý trong giaiđoạntừquý1năm1980đếnquý4năm2009.TácgiảđãsửdụngcácthuậttoánACEc huyểnđ ổ ic á c b i ếng ốcn h ằmk i ểmđịnhA R D L v ớic á c b i ếns a u c h u y ểnđ ổ iA C

Để tìm hiểu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến đại diện cho các yếu tố kinh tế cơ bản, tác giả lựa chọn các yếu tố như chênh lệch năng suất, tỷ lệ nhập dịch, độ mở nền kinh tế, chi tiêu chính phủ và tài sản nước ngoài ròng Kết quả nghiên cứu cho thấy có tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ giá hối đoái thực 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 với các yếu tố kinh tế cơ bản thay đổi theo thời gian.

Kếtquảnghiêncứucủatácgiảchothấytỷgiáhốiđoáithựchiệulựcvớicácyếut ốkinhtếcơbảntồntạimốiquanhệphituyếntính.Đồngthờitácgiảđƣarađƣợcnhậ nđịnhvềchiềuhướngcũngnhưđộlớntácđộngcủacácyếutốk i n h tếcơbảnlêntỷgiáhốiđ oáithựchiệu lực:Chênhlệchtrongnăngsuấtcó tácđộngcùngchiềuđếntỷgiáhốiđoáithựchiệulựctrongsuốtthờikỳnghiêncứu;Tỷlệm ậudịchcótácđộngcùngchiềuđếntỷgiáhốiđoáithực;Độmởthươngmạicóchiềuhư ớngtácđộngđếntỷgiáhốiđoáithựchiệulựclẫnlộnvàtácgiảc h o rằngtỷgiáhốiđoáithực thườnggiảmgiásaukhicácnướchoàntoànmởcửanềnkinhtếcủahọđểkinhdoanh,nhưn gmộtphần tựdo hóacóthểdẫnđếntỷlệt ăn ggiáhốiđoáithựcngắnhạntronggiaiđoạnđầucủatựdohóa;C hitiêuchínhphủcótácđộngngƣợcchiềuvớitỷgiáhốiđoáithựchiệulực.điềunàyủng hộquanđiểmchorằngchitiêuchínhphủđƣợcduytrìcaotrongmộtthờigiandàig â y ralongạitrongtínhbềnvữngvàcóthểlàmsuyyếutăngtrưởngkinhtếvàl à m mấtgiá đồngnộitệ;

Tácgiảcũngđƣaranhậnđịnhtỷgiáhốiđoáidanhnghĩacủađồngnhândântệ TrungQuốcphảnứngmạnhmẽvớisựthayđổicủacácyếutốkinhtếcơbảnngoạitrừtỷlệ mậudịchhơntỷgiáhốiđoáithực.NhƣngđốivớiđồngWonHànQuốcthìkếtquảlạichot hấyđiềungƣợclại;tỷgiáhốiđoáidanhnghĩaphảnứ ngmạnhmẽvớisựthayđổicủacácyếu tốkinhtếcơbảnhơntỷgiáhốiđoáithựckểcảtỷlệmậudịch. Điềunàychothấytỷgiáhốiđoáidanhnghĩa phảnứng mạnhmẽhơntỷgiáhốiđoáithựckhicósựbiếnđộngcủacácyếutốkinhtế.Đồngth ời,tácgiảchothấyrằngtácđộngtổngthểcủacácyếutốkinhtếđếntỷgiáhốiđoáicủađồ ngnhândântệTrungQuốclàmạnhmẽhơnsovớitỷgiáhốiđ o ái WonHànQuốcđiềunà ychothấysựkhácbiệttỷgiáhốiđoáithựcởhaithịtrườngcóchếđộtỷgiákhácnhau.Nhưvậ y,mặcdùcảhainướcđềucómốiquanhệphituyếngiữatỷgiáhốiđoáithựchiệulựcvàcácyếu tốkinhtếcơbảnnhƣngphảnứngcủatỷgiáhốiđoáithựchiệulựcvớicácyếutốkinhtếcơb ảnlàhoàntoànkhácnhau.

Dữliệunghiêncứu

TrongbàinghiêncứutácgiảchọnnghiêncứuhaiquốcgiaViệtNamvàInd onesia.Nhưchúngtabiếtvàocuốithếkỷtrước,Indonesialànướcbịthiệthạin ặn g nềnhấtt ừcuộckhủnghoảngtàichínhchâuÁnăm1997-

1998.Khiđó,nềnk i n h tếnàyđãđứngbênbờvựcsụpđổdocácnhàđầutưnướcngoàibất ngờrútvốnồạt,khiếnđồngrupiahrơitựdosovớiUSD,từmức2.600rupiah/

Năm 1998, kinh tế của quốc gia vạn đảo đã suy giảm tới 15% Tuy nhiên, nhờ các cuộc cải cách cơ cấu và chính sách kinh tế đúng đắn, Indonesia đã phục hồi một cách thần kỳ Trong những năm gần đây, bất chấp ảnh hưởng tiêu cực của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 và cuộc khủng hoảng nợ công ở châu Âu, Indonesia vẫn duy trì được đà tăng trưởng kinh tế cao trong ba năm 2011, 2012, 2013, đạt trên 6% Theo báo cáo triển vọng phát triển kinh tế của World Bank công bố tháng 5/2014, Indonesia đã trở thành nền kinh tế đứng thứ 10 thế giới tính theo sức mua tương đương (PPP) và đứng thứ 16 thế giới theo GDP.

Mặc dù có những cuộc khủng hoảng xảy ra, nền kinh tế vẫn phải đối mặt với nguy cơ sụp đổ Tuy nhiên, nếu các nhà hoạch định chính sách thực hiện các biện pháp đúng đắn kịp thời, không chỉ giúp nền kinh tế vượt qua khó khăn mà còn tạo ra bước phát triển bền vững Indonesia luôn là điểm đến của các quốc gia Đông Nam Á, trong đó có Việt Nam, trong quá trình phát triển kinh tế và hội nhập Hơn nữa, Indonesia là đối tác thương mại lâu dài của Việt Nam, do đó nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu quả với các nhân tố kinh tế cơ bản tại Việt Nam và Indonesia có thể giúp các nhà kinh tế Việt Nam tìm ra những điểm tương đồng và khác biệt, từ đó hoạch định các chính sách tỷ giá hối đoái nhằm mang lại hiệu quả tối ưu nhất.

Vào quý 4 năm 2013, nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (IFSIMF), vốn đầu tư gián tiếp (DOTSIMF) và vốn đầu tư từ quỹ phát triển (GOS) đã ghi nhận sự tăng trưởng mạnh mẽ tại Việt Nam, với các đối tác thương mại lớn như Trung Quốc, Úc, Hồng Kông, Hàn Quốc và Singapore Tương tự, Indonesia cũng có những đối tác thương mại chính là Trung Quốc, Nhật Bản, Hoa Kỳ, Singapore và Hàn Quốc Theo dự đoán, tỷ giá hối đoái thực sẽ chịu ảnh hưởng từ năm yếu tố kinh tế cơ bản: chi tiêu chính phủ (GEXP), tài sản nước ngoài ròng (NFA), chênh lệch năng suất (PROD), độ mở cửa của nền kinh tế (OPEN) và tỷ lệ mắc dịch (TOT).

Môhìnhnghiêncứu

Môhìnhtổngquát

Nghiên cứu về tỷ giá thực ở trạng thái cân bằng đã sử dụng nhiều phương pháp tiếp cận khác nhau Edwards (1989) đã cung cấp một phân tích sâu về việc xác định tỷ giá thực và phát triển mô hình hành vi động của tỷ giá hối đoái thực liên quan đến các yếu tố kinh tế cơ bản như thương mại, tiêu dùng của chính phủ, mức thuế nhập khẩu, tiền tệ công ng hệ, dòng vốn và vành đai kinh tế khác Trong khi đó, Clark và Macdonald (1998) giới thiệu phương pháp tiếp cận cân bằng thị trường ngọai tệ (BIA) như một khung 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 tố kinh tế cơ bản như điều kiện thương mại, lãi suất, nợ chính phủ, năng suất và tài sản nước ngoài Việc lựa chọn các biến được thực hiện dựa trên lý thuyết vững chắc để tìm mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản khác nhau.

Montiel(1999)pháttriểnmộtmôhìnhtổnghợpcácphươngpháptiếpcận.T r o n g môhìnhnày,tỷgiáhốiđoáithựccânbằngdàihạnđƣợcxácđịnhbởicácgi átrịtrạngtháiổ nđịnhcủacácbiếnđượcxácđịnhtrướcvàgiátrịlâudàicủacảh ai bi ếns ốch ín h sáchv à c ácb iếnn g o ạisinh Các biếncót h ểđ ón g v a i t rò là n h ữngnhântốdàihạnđếntừbố nnhóm.Nhómthứnhấtbaogồmcácyếutốtừp h í a cungtrong nướ c, đặ cbiệtlàhiệ uứngBalassa-

Samuelson phát sinh từ sự tăng trưởng năng suất nhanh hơn tương đối giữa các ngành hàng thương mại so với ngành hàng phi thương mại Cấu trúc chính sách tài khóa, chẳng hạn như những thay đổi vĩnh viễn trong thành phần chi tiêu chính phủ giữa hàng hóa thương mại và phi thương mại, cũng có liên quan Những thay đổi trong môi trường kinh tế quốc tế, bao gồm các điều kiện bên ngoài ảnh hưởng đến kinh tế thương mại, các dòng chuyển vốn bên ngoài, lạm phát toàn cầu và mức lãi suất thực tế, là rất quan trọng Cuối cùng, chính sách tự do hóa thương mại, ví dụ như việc giảm trợ cấp xuất khẩu, có thể ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực tế.

Cácđặcđiểmkỹthuậtthựcnghiệmđƣợcsửdụngtrongbàiviếtnàylàmộtứngdụngc ủaphươngpháptiếpcậncủaMenzieDavidChinn(1991).CáchànhvicủaTỷgiáthựchiệulự c(REER)VNĐvàRUPIASđ ƣ ợ cgiảđịnhđƣợcxácđịnhbởimộttậphợpcácyếutốkinhtế cơbảntheocáchsau:

REER=f(PROD,TOT,GEXT,OPEN,NFA)

Cácbiếnbênphảiphíalàcácbiếntươngứngđạidiệnchosựtăngtrưởngn ăn g su ất, vềthương mại,chitiêuchínhphủ,mởcửakinhtế,vàcáctàisảnnướcn g o à i r ò n g Cá c b i ếnn à y đ ƣợ cl ựach ọnp h ù h ợpvớih ƣ ớ ngd ẫnc ủaM o n t i e l ( 1 9 9 9 ) vàchịusựràngbuộccủac ácdữliệusẵncó

ThuậtToánACE(Alternatingconditionalexpectation)

ThuậttoánACEđƣợcápdụnggiảiquyếtvấnđềkhókhănxảyrakhisửdụngm ôhìnhphituyếntínhvìkhácvớimôhìnhtuyếntínhdạnghàmđƣợcxácđịnhdạnghàm môhìnhphituyếnrấtđadạngnhiềukhicònbịtrườnghợpphituyếngiảtạo.ACElàth uậttoáncóthểchuyểnđổibiếnquansátđểkhámpháramốiquanhệphituyếntínhtiềmẩn ,đồngthờiACEsẽcảithiệnmôhìnhphùhợpđ á n g kểsovớicácmôhìnhtuyếntínhthôngth ƣờng(WangvàMurphy(2004)).

Côngthứcchungcủamộtmôhìnhhồiquytuyếntínhchopbiếnđộclậpb a o gồ m,,…, v à m ộtbiếnp hụthuộcY đ ƣợ ctrình bàybằngp h ƣ ơ n g trình:

Hồiquybộithông thườngđòihỏi phảigiảđịnhmốiquan hệgiữa các biếnl àtuyếntínhđượccoilàmộtưutiên,dođóvấnđềướctínhtậphợpcácthôngsốđ ượ cgi ảmchỉcònlạiviệcướctínhthamsố.Cáchtiếpcậnthamsốnàychỉcóthểt h à n h côngkhigiảđ ịnhvềmốiquan hệtuyếntínhgiữacácbiếnlàchínhxác.Khimốiquanhệgiữacácbiếnphụthuộcvàbiến độclậplàkhôngbiếthoặckhôngchính xác, hồiquytuyếntính thamsốcó thểmanglại kết quảsailầmvàthậmchíg â y hiểunhầm.Đâylàđộnglựcchínhchoviệcsửdụngcáckỹthuậ thồiquyphit h a m số.

Nhữngphươngpháphồiquyphithamsốđượcsửdụngđểgiảiquyếtvấnđềkhicá cbiếnkhôngcómốiquanhệtuyếntính.MộtmôhìnhhồiquyACEcódạngchung: θ(Y)=α +∑ +ε TrongđóθlàhàmsốcủabiếnphụthuộcY,vàl à hàmsốcủabiếnđộc lậpvớii=1,2 ,p.Dođó,môhìnhACEthaythếnhữngướctínhmộthàmtuyếntínhcủa 1biếnpchiềuX=(, ,

…,)bằngcáchướctínhphàmsốtheot ừngc h i ềur i ê n g b i ệt,vàθ s ử d ụngp h ư ơ n g p h á p v ò n g l ặ p.C á c p h é p chuyểnđổiđƣợcthựchiệnbằngcáchgiảmthiểucácsaisố khônggiảithíchđƣợccủamộtmốiquanhệtuyếntínhgiữacácphụthuộcvàcácbiếnđộ clậpchuyểnđổi. Đốivớimộttậpdữliệuđƣợcbao gồmmộtbiếnđộclậpYvàcácbiếnphụthuộc,,

…, Phươngsaik h ô n g đượ cgiảithíchbởimộthồiquycủabiếnphụthuộcvào tổngcủacácbiếnđộc lậpbiếnđổi(theođótacó:E[(Y)]=1).

Tối thiểu hóađ ƣ ợ cthực hiệnthông quacácviệc thựchiện tốithiểuhóa cáchàmsốđơn,kếtquảlàcácphươngtrình:

∑ ⁄ Haitiếntrìnhtoánhọccơbảnliênquanđếnviệcthựchiệnlàkỳvọngcó điềukiệnvàlặplạichođếnkhiđạtcựctiểu.vìvậy,thuậttoánnàycótênlàxenkẽc ó điều k i ện.c u ốic ù n g c á c b i ến,vớii = 1 , 2 ,

Vớie*làsaisốngẫunhiênkhôngthểloạibỏkhisửdụngthuậttoánACE vớigiảđịnhlàcómộtp hân phốichuẩnvàkỳvọngbằng0.Saisốh ồiquytốithiểue*.

CácphépchuyểnđổiACEtốiưucónguồngốcduynhấtcủadữliệunhấtđịnhvàk hôngyêucầumộtgiảđịnhnàovềmẫuhàmchobiếnphụthuộchoặccácbiếnđộclậpvàdođó cungcấpmộtcôngcụmạnhmẽđểphântíchdữliệu.Hơnnữa,thuậttoánACEcóthểxử lýcácbiếnsốkháchơnsovớibiếnliêntụcnhƣphânloại(thứtựhoặckhôngcóthứtự),s ốnguyênvàbiếnchỉsố.Nhữngtrườnghợpnàykhôngcầncáctínhtoánbổsung.Đốivớic ácbiếnphânloại,chuyểnđổiA C E cóthểđượccoilàướclượngđiểmsốtốiưuchomỗicấp độgiátrịcủabiếnv àdođócóthểđƣợcsửdụngđểkếthợpcácnhómmộtcáchchili.

KiểmđịnhđồngliênkếtARDL(AutoregressiveDistributedLag)

PhươngphápARDLđượcpháttriểnbởiPesaranvàcộngsự(1999)vàPes ar an v à cộngsự(2001).Làmộtmôhìnhphùhợpđể ƣớclƣợngđồng liênkếttuyếntínhtrongdàihạntrongtrườnghợpcácbiếnlàmộthỗnhợpcácchuỗidừngởsai phânbậc0vàsaiphânbậc1.

=+∑ + Trongđóylàbiếnphụthuộcy=ln(Y);xlàbiếnđộclậpx=ln(X);l à nhiễutrắng

Bướcđ ầ u t i ê u t r o n g ư ớ c l ư ợ ngb ằngp hươngp h á p A R D L l à sửd ụng p h ư ơ n g phápOLSđốivớiphươngtrìnhsau:

Trongđóv à làcácsốnhândàihạn,v à l à cáchệsốtrongngắn hạn,lànhiễutrắng,plàsốlƣợngđộtrễtốiđamàtácgiảđƣavàomôhình.

–Testdựa trêngiảthiếtcác sốnhân dàihạncủa các biếntrễ, đ ề ubằng

BảnggiátrịtớihạnđƣợccungcấpbởiPesaranvàcộngsự(1999)đƣợctínht oándựatrênsốlượngcácbiếnhồiquyvàcácgiátrịđịnhtrước đƣavàomôh ì n h Cóhaimứcgiátrịtớihạn,haycònđƣợcgọilàgiớihạntrênvàgiới hạndưới.Giớihạndướithểhiệnmứcgiátrịtớihạntrongtrườnghợpgiảtrịtấtcảcácbiếnhồ iquyđềucóI(0),trongkhiđógiớihạntrênđƣợctínhtoánvớigiảđịnhtấtc ảcácbiếnđềucóli ênkếtbậc1,I(1).NếugiátrịF- statistictínhtoáncaohơngiớihạntrên,giảthiếtb ịbácbỏtứclàgiữacácbiếnkhôn gcómốiquanhệđồngliênkết.Ngượclại,nếugiátrịkiểmđịnhthấphơngiớihạndướilúcn àygiảthiếtđ ƣ ợ cchấpnhận.KhigiátrịF- statisticrơivàokhoảnggiữahaigiátrịt r ênvàgiátrịdướilúcnàykếtquảkiểm địnhkhôngthểkếtluậnnguyênnhâncóthểlàdobậcliênkếtcủacácbiếnhồiquy.

Nếutồntạimộtmốiquanhệđồngliênkếtgiữacácbiếnđƣợcxácđịnhvớik i ểmđịnh F– statistic,bướctiếptheolàướclượngmốiquanhệdàihạngiữacácbiến.MôhìnhARDLtổng quátcódạng:

…,làđộtrễtốiưucủamôhình,l à saisố.Việclựachọnđộtrễtốiưuchocácbiếncủamôhì nhđƣợcthựchiệnbằngxemxétcáctiêuchuẩntốiđahóa,haytốithiểuhóahóatheotiêuchuẩ nSChaySBC.

Tiếntrìnhkiểmđịnh

Bướcthứnhất:tácgiảkiểmđịnhmốiquanhệđồngliênkếttuyếntínhgiữac á c biến. Nếuđồngliênkếttuyếntínhxảyrachothấygiữacácbiếncómốiquanhệtuyếntínhtrongdà ihạn.Nếuđồngliênkếttuyếntínhkhôngxảyrachothấytỷg i á hốiđoái thựchiệulựcvàc ácyếutốkinhtếcơ bảnkhôngcómốiquanhệtuyếntínhtrongdàihạn.Nếuđiềunàyxảy ratácgiảchuyểnquabướcthứhai.

Bướcthứhai:tácgiảkiểmđịnhmốiquanhệđồngliênkếtphituyếntính.Đểthựch iệnkiểmđịnhnày,tácgiảsửdụngthuậttoánACEđểbiếnđổicácbiến trongmôh ì n h T h e o G r a n g e r v à H a l l m a n ( 1 9 9 1 ) , c á c b i ếnb a n đầuc ủa(i=1,2,…,k)l à đ ồ ngl i ê n k ếtp h i tuyếnn ếut ồnt ạic á c h à m p h i t u y ếnf v à(i=1,2,…,k)saochof()và( )(i=1,2,…,k)làcácchuỗiI(1)haycóliênkết bậc1,vàtồntạimộtkếthợptuyếntínhcủaf() và( )(i=1,2,…,k)làI(0).

Nhƣvậy,quanhệđồngliênkếttuyếntínhgiữacácbiếnACEchuyểnđổicóthể đƣợccoilàquanhệđồngliênkếtphituyếngiữacácbiếnbanđầu.DothuậttoánACE có thểkhiếnmộtchuỗithời gian cókếthợpbậc1 (mộtchuỗiI(1) trởthànhmộtchuỗiI(0)saukhi chuyểnđổi).

Vìvậy,ngaycảkhicácchuỗigốcdừngởI(1)thìcácbiếnsaukhichuyểnđổivẫndừngởbậc 0I(0).Nếunhƣcácbiếnsaukhichuyểnđổicómốiquanhệđồngliênkếttuyếntínhthì cácbiếngốcsẽcómốiquanhệđồngliênkếtphituyến.Từđấycóthểkếtluậnrằngtỷgiáh ốiđoáithựcvàcácyếutốkinhtếcơbảncómốiquanhệphituyếntrongdàihạn.

Xâydựngcácbiếntrongmôhình

Tỷgiáthựchiệulực–tỷgiáthựcđaphương(REER–RealEffective ExchangeRate)

Trongbàinghiêncứutácgiảxácđịnhtỷgiáhốiđoáilàsốđơnvịngoạitệtr ênmộtđ ơnvịnộitệ,dođómộtsựgiatăngtrongtỷgiácó nghĩalàmộtsựđánhg i ácaocủađồngnộitệ.Cónhiềuphươngphápđểnghiêncứutỷgiáhối đoáithựcnhƣBEERS,FEER,REER.TuynhiênBEERlàchỉsốchỉdựbáođƣợctỷgiáhốiđ oá i thựctrongngắnhạn,FEERlàchỉsốdựbáotỷgiátrongtrunghạn,chỉcóREER làthểhiệnđƣợcmốiquanhệtrongdàihạngiữatỷgiávàcácyếutốkinhtếcơbản.Chính vìvậytrongnghiêncứunàytácgiáđãchọnREERđƣợctínht o á n theonămgốc20

2 :làchỉsốgiátiêudùng(CPI):trongđó,l à chỉsốgiátiêudùngcủaq u ốcg i aH t r o n g k h o ảngt h ờig i a n t , làc h ỉsốg i á t i ê u dùngcủanướci(vớii=1,2,…,5)

3 :là tỷgiádanhnghĩac ủ a đồngđô laM ỹ : trongđó, : là tỷgiádanhng hĩa của đ ồ n g đ ô la Mỹsovớiquốcg i a H t r o n g kh oảngth ờig i a n t , l à t ỷg i á d a n h n g h ĩ a c ủ a đ ồ n g đ ô l a Mỹtạinướci t r o n g khoảngthờigiant.

Chênhlệcht r o n g năngsuất(PROD–DifferenceinProductivity)

TácgiảđãsửdụnglýthuyếtđiểnhìnhtrongnghiêncứucủaBalassavàSa muelson(1964) dựđoánrằng mộtsự gia tăngtươngđốilớnvề năngsuấttronglĩnhvựcthươngmạihànghoácủamộtnềnkinhtếdẫnđếnmộtsựđánhgiácao tỷgiá thực của đồng tiền,thườngđược thúcđẩybởisựgia tăngnhanh của giá hàngh óa k h ô n g t h ểg i a o d ịchs o v ớig i á h à n g h ó a c ó t h ểg i a o dịch.D o đ ó , t h e o Bal assa-

Sam uel son th ìg i á cảt ƣ ơ n g đ ố ic ủah à n g h ó a p h i t h ƣ ơ n g m ạ i đ ố ivớihàng hó athươngmạithườngđượcđại diệnbởichỉsốCPI-

PPI(PPIkýhiệuchỉsốgiásảnxuất)hoặcbằngbìnhquânđầungườiGDP.TheoKim vàKorhonen(2005),nghiêncứunàysửdụngGDPbìnhquânđầungười(PCGDP)làmđ ạidiệnchosựkhácbiệtvềnăngsuất.PRODđƣợctínhtheocôngthức:

2 :t h u n h ậpb ì n h q u â n đ ầ u n g ư ờ i(l à t h u n h ậpb ì n h quânđ ầ u ngườicủaquốcgiaHtrongthờigiant;làthunhập bìnhquânđầungườicủanướcitrongthờigiant.

Tỷlệmậudịch(TOT–TermOfTrade)

Tỷ lệ mã dịch là tỷ số đo lường chênh lệch giữa giá xuất khẩu và giá nhập khẩu của một quốc gia, xác định lợi thế thương mại Tỷ lệ này thường được sử dụng để phản ánh những thay đổi trong môi trường kinh tế quốc tế, nhưng tác động của nó đối với tỷ giá hối đoái thực lại phức tạp do hai tác động trái ngược nhau Thứ nhất, tác động thu nhập cho thấy khi điều kiện thương mại cải thiện, thu nhập từ xuất khẩu sẽ tăng, kéo theo nhu cầu đối với hàng hóa phi thương mại tăng lên, dẫn đến giá hàng hóa phi thương mại tăng và tỷ giá hối đoái thực tăng Thứ hai, hiệu ứng thay thế dự đoán rằng sự cải thiện về mặt thương mại sẽ khiến hàng nhập khẩu trở nên rẻ hơn, làm giảm nhu cầu trong nước đối với hàng hóa phi thương mại, từ đó giá hàng hóa phi thương mại giảm Điều này dẫn đến tỷ giá thực giảm, thể hiện sự mất giá của đồng nội tệ.

2 XVl à g iá t r ịx u ấtk h ẩuđ ơ n vị;l à g i á t r ịxuấtk h ẩuđ ơ n v ịc ủa quốcgiáHtrongkho ảngthờigiant;l à giátrịxuấtkhẩuđơnvị củaquốcgiaitrongkhoảngthờigiant.

3 MVlàgiátrịnhậpkhẩuđơnvị;làgiátrịnhậpkhẩuđơnvịcủaq u ốcgiáHtrongkhoảngthờigiant;làgiátrịnhậpkhẩuđơnvị củaquốcgiaitrongkhoảngthờigiant.

Chitiêuchínhphủ(GEXP–GovernmentExpenditure)

Mốiquan hệgiữa chitiêu chính phủvàtỷgiáhốiđoái thực từlâu đãđƣợcnghiêncứuvềmặtlýthuyếtvàthựcnghiệm(FrenkelvàMussa,1998;Fro otvàRog of f, 1994;ObstfeldvàRogoff,1996;Fischer,2004;KimvàKorhonen,2002).C h i tiêuchínhphủcũngcómộtảnhhưởngthaythếvàảnhhưởngthunhậptrêntỷg i á hốiđoáithự c.

Mộtm ặtl à h i ệuứ ngt h a y th ế,c h i t i ê u c h í n h p h ủc h ủyếub a o gồmc á c hàn ghóaphithươngmại,vìvậynếuhiệuứnglấnátcủachitiêuchínhphủthấp,ch i tiêuchín hphủtăngsẽdẫnđếnsựgiatăngnhucầuvềhànghóaphithươngmạivàdođókéoth eosựtănggiácủaloạihànghóanày.Dođósựgiatăngchitiêuchínhphủcóthểdẫnđ ếntỷgiáhốiđoáithựctănghaynóicáchkhácđồngnộitệđƣợcđịnhgiácao.

Mức độ chi tiêu chính phủ cao có thể dẫn đến sự gia tăng thuế, làm giảm thu nhập và ảnh hưởng tiêu cực đến thương mại Điều này có thể gây ra sự giảm giá trị đồng nội tệ, đặc biệt trong bối cảnh tỷ giá hối đoái thực tế có thể bị tác động bởi chính sách chi tiêu Nếu chi tiêu chính phủ duy trì ở mức cao trong thời gian dài, nó có thể tạo ra những tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế và tỷ giá hối đoái thực tế Do đó, việc theo dõi tỷ lệ chi tiêu chính phủ so với GDP là rất quan trọng để đánh giá tác động của nó đến nền kinh tế.

2 GEX:làmứcchitiêutuyệtđốicủa chínhphủ;: làmứcchitiêutuyệtđốicủachínhphủquốcgiaHtrongthờigiant;là mứcchitiêutuyệtđốicủachínhphủquốcgiaItrongthờigiant.

3 GDP:làtổngsảnphẩmquốcnội;: làtổngsảnphẩmquốcnộiq uốcgiaHtrongkhoảngthờigiant;l à tổngsảnphẩmquốcnội quốcgiaitrongkhoảngthờigiant.

Độmởcủanềnkinhtế(OPEN–Opennessofeconomy)

Biến OPEN là chỉ số đo lường mức độ mở cửa của nền kinh tế, được tính bằng tỷ số giữa tổng thương mại (nhập khẩu cộng với xuất khẩu) và GDP Tác động của sự mở cửa kinh tế đối với tỷ giá hối đoái thực tế là không chắc chắn, do đó khó có thể dự đoán chính xác Sự mở cửa có thể thay đổi do việc giảm thuế nhập khẩu, tăng hạn ngạch nhập khẩu, hoặc giảm thuế xuất khẩu, dẫn đến việc giảm giá hàng hóa thương mại trong nước Điều này có thể tạo ra hiệu ứng thu nhập và hiệu ứng thay thế, với hiệu ứng thay thế thường mạnh hơn trong các trường hợp này Nếu thu nhập tăng và người tiêu dùng chuyển hướng sang hàng hóa nhập khẩu, tỷ giá hối đoái thực tế có thể tăng lên Connolly và Devereux (1995) cho rằng hiệu ứng thay thế thường chiếm ưu thế hơn hiệu ứng thu nhập, do đó sự gia tăng mở cửa thương mại có thể dẫn đến mất giá đồng nội tệ qua sự suy thoái của cán cân thương mại Nếu mở cửa được tăng cường thông qua giảm thuế xuất khẩu, cán cân thương mại sẽ cải thiện và dẫn đến tỷ lệ giá hối đoái thực tế tăng lên.

2 TFT:làđạidiệnchotổnggiátrịngoạithương;: làđạidiệncho tổngg i á t r ịn g o ạit h ƣ ơ n g củaq u ốcg i a H t r o n g k h o ảngt h ờig i a n t ;

Tàisảnnướcngoàiròng(NFA–NetForeignAssets)

Tài sản nước ngoài ròng của một quốc gia được xác định bằng tổng tài sản nước ngoài trừ đi tổng số nợ nước ngoài Thâm hụt tài khoản vãng lai làm tăng nợ nước ngoài ròng, trong khi nợ được trả bởi dòng vốn quốc tế Các nhà đầu tư nước ngoài yêu cầu lợi tức cao hơn để điều chỉnh danh mục đầu tư của họ Điều này chỉ có thể thực hiện thông qua sự mất giá của tiền tệ quốc gia nợ Hơn nữa, nợ nước ngoài tích lũy qua thâm hụt tài khoản vãng lai phải được trả bằng các khoản thanh toán lãi suất, có thể được tài trợ bằng thặng dư thương mại Sự mất giá của tiền tệ có thể tăng cường khả năng cạnh tranh quốc tế của đất nước và giúp xuất khẩu ròng đạt được Do đó, vị thế tài sản nước ngoài ròng mạnh dẫn đến tỷ giá hối đoái cao hơn cho đồng nội tệ, trong khi một vị trí yếu dự kiến sẽ gắn liền với sự mất giá đồng nội tệ.

3 TFL:làtổngnợnướcngoài;:làtổngnợnướcngoàicủaquốcgiaHtrongthờigiant ; :làtổngnợn ướ cngoài củaquốcgia i trongthờigiant.

CácsốliệuđƣợcsửdụngtrongnghiêncứunàybaogồmdữliệuquýcủaViệtNa mvàIndonesiacùng5đốitácthươngmạilớncủamỗiquốcgiatronggiaiđoạntừquí1năm20 00đ ế n quý4năm2013.Ngoạitrừcáctrườnghợpquyđịnhtạicácchúthíchliênquan,các dữliệuđƣợcsửdụngđểtínhtoáncácbiếnởtrênđƣợclấytrựct i ếpt ừc ơ s ở d ữliệuc ủaI

M F : T h ốngk ê T h ƣ ơ n g mại( D O T S ) , Thốngkêtàichínhquốctế(IFS)vàTổngcục thốngkê(GSO).Lưuýrằngtrừkhic ó nhữngghichúkhác,cácbiếnthườngbiểuthịhàml ogaritcủacácbiếntươngứ ngtrongphântíchthựcnghiệmvídụreer=ln(REER).

Tiếntrìnhkiểmđịnhvàkếtquả

Kiểmđịnhsốliệugốcbanđầu

KếtquảkiểmđịnhADFtestởViệtNam(trình bàytrongbảng4.1.1.a) c h o thấychỉduycóbiếntotdừngởbậc0còntấtcảcácbiếncònlạireer,prod,open,gexp,N FAđềudừngởsaiphânbậc1.Kếtquảkiểm địnhADFIndonesia(trìnhbàytrongbảng4.1.1.b)chothấycácbiếntot,openđềud ừngởbậc0,cácbiếncònlạireer,prod, gexp, NFAđề udừngởsaiphânbậc1.Nh ưvậy,kiểmđịnhARDLđượclựachọnđểkiểmđịnhđồngliênkếttrongtrườnghợpn àylàthíchhợpnhấttheoPesaranvàcộngsự(1999).

Giátrịtớihạntại mức ýnghĩa5% reer Có Có -1.701 -3.496 prod Có Có -2.665 -3.499 tot Có Có -2.064 -1.675 open Có Có -3.144 -3.496 gexp Có Không -0.508 -1.675

(Việcđưahệsốchặnvà biến xuhướngđượcxácđịnhdựa trênbiểuđồthờigiancủatừngbiến.ĐộtrễđượclựachọntheokiểmđịnhSwarchdựatrê ntiêuchuẩnSC).

Biến Hệsốchặn Xuhướng Gíatrịk i ểmđịn h

Giátrịtớihạntại mức ýnghĩa5% reer Có Có -1.777 -3.496 prod Có Có -2.848 -3.496 tot Có Có -3.657 -3.496 open Có Không -3.985 -1.677 gexp Có Có -2.439 -3.499

(Việc đưahệsốchặnvà biến xuhướngđượcxácđịnhdựa trênbiểuđồthờigiancủatừngbiến.ĐộtrễđượclựachọntheokiểmđịnhSwarchdựatrê ntiêuchuẩnSC).

Saukhixác định tínhdừngcủa các biếngốc,tác giảsửdụngphươngphápARDLđể k i ểmđịnht í n h đồngl i ê n k ếtgiữac ác b iếng ốc.

ViệcđầutiênkhisửdụngmôhìnhARDLlàtácgiảphảichọnđộtrễtốiưuđểlựachọn môhình phùhợp Córấtnhiềucáchcũng nhƣtiêuchuẩnđểlựa chọnđộtrễtốiưu.TrongbàitácgiảdựavàotiêuchuẩnAICđểlựachọnđộtrễtốiưuc h o m ôhìnhnghiêncứu.KếtquảđộtrễtốiưuđượclựachọndựatrênphầnmềmS t a t a dànhcho môhìnhARDLlựachọnmẫumôhìnhcógiátrịAIClànhỏnhất.T á c giảlựachọnđƣợc môhìnhphùhợpchocácbiếngốcViệtNamlàARDL( 0 ; 0 ; 0 ; 0 ; 0 ; 0 ) vàmôh ì n h phùhợpchocác biếngốcIndonesia là ARDL ( 1 ; 1 ;0 ; 2 ;2 ; 1 )

TácgiảtiếnhànhkiểmđịnhmôhìnhARDLvàsửdụngkiểmđịnhWaldđểt ì m ra x e m g iữac á c b i ếng ốcc ó mốiq u a n h ệđ ồ ngl i ê n k ếttuyếnt í n h hayk h ô n g Kếtqu ảkiểmđịnhViệtNamđƣợctrìnhbàytheoBảng4.1.1.cvàBảng4.1.1.d;Kếtquảkiểmđị nhIndonesiađƣợctrìnhbàytheoBảng4.1.1.evàBảng4.1.1.f.

Source| SS df MS Numberofobs= 55

Residual| 407713865 43 009481718 R-squared =0.1421 -+ - AdjR-squared=-0.0773Total|

D.reer| Coef Std.Err t P>|t| [95%Conf.Interval] -+ - reer |

Bảng4.1.1.e:Bảngkếtquả ướclượngmôhìnhARDLchocácbiến gốc(Indonesia)

D.reer| Coef Std.Err t P>|t| [95%Conf.Interval] -+ - reer |

Bảng4.1.1.f:KếtquảkiểmđịnhWald test chocácbiến gốc(Indonesia)

Statistictínhtoáncaohơngiớihạn trêngiảthiết( khôngc ó đồngliênkếtgiữacácbiến)bịbácbỏ.NếugiátrịF- Statistictínhtoánthấph ơ n giớihạntrêngiảthiếtđ ƣ ợ cchấpnhậntứckhôngcó mốiquanhệđồngliênkếtgiữacácbiến.TrườnghợpgiátrịF-

Statistictínhtoánnằmtrongkhoảnggi ữagiớihạntrênvàgiớihạndướithìlúcnàychưathể kếtluậnđược.TathấygiátrịF–StatisticcủahainướcViệtNamvàIndonesia(F-

StatisticIndonesiabằng1.92)đềuthấphơngiớihạndưới2.62chínhvìv ậytácgiảkết luậncácbiếngốckhôngcómốiquanhệđồngliênkếttuyếntính.

Chuyểnđổidữliệu

Bài viết này xác định các biến góc không có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính, tác giả thực hiện chuyển đổi ACE cho các chuỗi biến góc Các biến sau khi chuyển đổi được ký hiệu rõ ràng Việc thực hiện chuyển đổi ACE được thực hiện hợp phần mềm trong hệ thống kê R Tuy nhiên, phương pháp ACE lại không đưa ra được mẫu hàm quan hệ giữa các biến trước và sau khi chuyển đổi Để 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 này.

Biểuđồ4.1.2.a:Biểuđồphân táncácbiến trướcvàsau khichuyểnđổi(ViệtNam)

-1.0 -0.8 -0.6 -0.4 -0.2 0.0 0.2 gexp nfa ge xp a to ta re er a -0 3 -0 2 -0 1 0 0 0 1 -0 6 -0 4 -0 2 0 0 0 2 -2 -1 0 1 op en a pr od a N FA a -1 0 -0 8 -0 6 -0 4 -0 2 0 0 0 2 -2 0 -1 5 -1 0 -0 5 0 0 0 5 1 0 -1 5 -1 0 -0 5 0 0 0 5 1 0

Biểuđồ4.1.2.b:Biểuđồphân táncácbiến trướcvàsau khichuyểnđổi(Indonesia)

TrườnghợpViệtNambiểuđồ4.1.2.abiểuđồphântáncácbiếntrướcvàs a u khi chuyểnđổitạiViệtNamtathấytấtcảcácbiếntrướcvàsaukhichuyểnđổiđềucómốiq uanhệphituyếnthayđổitheothờigianriêngmốiquanhệgiữabiếnreervàgầnnhƣlàm ộtđườngthẳngchothấyhaibiếnnàycómối quanhệtuyếntính.Biếnvàprod;biếnv à totcóquanhệphituyến đồngbiếntronghầuhếtkhoảngthờigiannghiêncứu.Cácbiếnmốiquanhệgiữa biếnchuyểnđổivớicácbiếngốccủacácbiếncònlạikhôngrõràng.

TươngtựởtrườnghợpIndonesianhìnvàobiểuđồ4.1.2.bbiểuđồphântánc ácbiếntrướcvàsaukhichuyểnđổitạiIndonesiachothấymốiquanhệgiữacácbiếntrướ cvàsaukhichuyểnđổilàmộtmốiquanhệphituyếnthayđổitheo thờigianngoạitrừmốiquan hệgiữabiếnreervà; b i ếnNFAvàbiểu đồphântángầnnhƣnằmtrênmộtthẳngchothấymốiquanhệtuyếntínhgiữa biếnchuyểnđổivàbiếngốc;biếnvàprodcó quanhệ đồngbiếnphituyến; mốiquanhệgiữabiếnchuyểnđổivớicácbiếncònlạibiểuđồkhôngchothấy mốiquanhệrõràng

Kiểmđịnhsốliệusaukhichuyểnđổi

Biến Hệsốchặn Xuhướng Gíat r ịk i ểmđị nh

(Việc đưahệsốchặnvà biến xuhướngđượcxácđịnhdựa trênbiểuđồthờigiancủatừngbiến.ĐộtrễđượclựachọntheokiểmđịnhSwarchdựatrê ntiêuchuẩnSC).

Biến Hệsốchặn Xuhướng Gíat r ịk i ểmđị nh

(Việcđưahệsốchặnvà biến xuhướngđượcxácđịnhdựa trênbiểuđồthờigiancủatừngbiến.ĐộtrễđượclựachọntheokiểmđịnhSwarchdựatrê ntiêuchuẩnSC).

DựavàokếtquảkiểmđịnhADFtestchothấymộthỗnhợpcácbiếndừngở saiphâ nbậc0vàsaiphânbậc1nênkiểmđịnhARDLđƣợclựađểkiểmđịnhđồngliênkếtlàphùh ợp.

Kếtquảđộtrễtốiđađƣợclựachọndựatrên phầnmềmStata dànhchomôh ìn h ARDLlựachọnmẫumôhìnhcógiátrịAIClànhỏnhất.Tácgiảlựac họnđƣợcmôhìnhphùhợpchocácbiếnchuyểnđổiViệtNamlàARDL(3;4;4;0;4;0)v à môhìnhphùhợpchocácbiếngốcIndonesialàARDL(1;0;3;3;0;2).Tácgiảthựchi ệntiếntrìnhtươngtựnhưphần4.1.1.

4.1.3.dvàcặpgiớihạnthìtathấygiátrịF-statistic(ViệtNam)=6.8>3.79;F- statistic(Indonesia)=7.85>3.79.Nhƣvậy,tácgiảcóthểkếtluậnđƣợcgiữacácbiếnsauch uyểnđổicómốiquanhệđồngliênkếttuyếntính.Theonghiêncứuc ủaGranger(1911)vàShinn(1991)thìnếucácbiếngốckhôngcómốiquanhệđồngliênkếttuyếntính,màcácbiếnsaukhichuyểnđổisửdụngthuậttoánACEc ó quan hệ đồng liênkếttuyếntínhthì cácbiếngốc có mốiquanhệphituyến.Từđó,tácgiảcóthểkếtluậncótồntạimốiquanhệphituyếntìmẩngiữatỷgiáhốiđ o ái thự chiệulựcvàcácyếutốkinhtếcơbản

Bảng4.1.3.c:KếtquảkiểmđịnhARDLchocácbiến sau khichuyểnđổi(ViệtNam)

-+ - F(26, 24)= 8.99 Model| 4.3530941 26.167426696 Prob>F = 0.0000 Residual|.447087905 24.018628663 R-squared = 0.9069 -+ - AdjR-squared= 0.8060

D.reera| Coef Std.Err t P>|t| [95%Conf.Interval] -+ - reera |

Bảng 4.1.3.d:KếtquảkiểmđịnhWald test chocácbiếnchuyểnđổi(ViệtNam)

Bảng4 1 3 e : K ếtq u ảkiểmđịnhA R D L c ho c á c b i ếns a u k h i c h u y ểnđ ổ i(Ind onesia)

D.reera| Coef Std.Err t P>|t| [95%Conf.Interval]

Kếtquảhồiquy

Kiểmđịnhsựphùhợpcủamôhình

Trướckhitiếnhànhhồiquytácgiảtiếnhànhkiểmđịnhcáckhuyếntậtcủamôhìnhn ghiêncứu.Tácgiảtiếnhànhkiểmđịnhhaimôhình,môhìnhthểhiệnmốiquanhệbiếnđ ộclậpvàbiếnphụthuộcsaukhichuyểnđổivàmôhìnhthểhiệnmốiquan hệbiếnphụthuộcgốc và các biến độc lập saukhi chuyển Kết quảk i ểmđịnhđƣợcthểhiệntrongbảng4.2.1.avàbiểuđồ4.2.1.a,biểuđồ4.2.1.b, biểuđồ4.2.1.c,vàb i ểuđồ4.2.1.d.

KiểmđịnhCUSUMvàCUSUMQchothấytínhvữngcủamôhìnhkếtquảk i ểmđịn hCUSUMvàCUSUMQcủacácbiếnsaukhichuyểnđổiđƣợcthểtheobiểuđồ4.2.1.a, biểuđồ4.2.1.b,biểuđồ4.2.1.c,vàbiểuđồ4.2.1.d.Kếtquảchot hấytấtcảcácđường

KếtquảhồiquyViệtNam

Saukhikếtluậncácbiếncómốiquanhệđồngliênkếtphituyếntrongdàihạnvàmô hìnhnghiêncứulàvữngvàphùhợpthìtácgiảtiếnhànhướclượngmốiquanhệgiữac ácbiếnsaukhichuyểnđổivàướclượngmốiquanhệgiữatỷg i á hốiđoáitrướckhichuyển đổivàcácbiếnđộclậpsaukhichuyểnđổi.Kếtquảước lượngđượctrìnhbàytrongbảng4.2.2

Từkếtquảướclượngtacóđượcphươngtrìnhthểhiệnmốiquanhệ vàc á c b i ến,, ,,đƣợct h ểb ằngp h ƣ ơ n g t r ì n h (4.2.2.a)

Bảng4 2 2 b : K ếtquảư ớ c l ư ợ ngr e e r v à c á c b i ếns a u k h i c h u y ểnđ ổ i(Việt

Source| SS df MS Numberofobs = 56

Từkếtquảướclượngtacóđượcphươngtrìnhthểhiệnmốiquanhệreer vàc á c b i ến,, ,,đƣợct h ểb ằngp h ƣ ơ n g t r ì n h (4.2.2.b) reer=0.2801+ 0.4946+0.2536+ 0.3811

ACE- chuyểnđổirấtcóýnghĩavàcótácđộngtíchcựcđốivớitỷgiáhốiđoáithựchiệulựcc huyểnđổi.Tươngtựnhưvậy,trongphươngtrình(4.2.2.b)cáchệsốcủacácbiếnchuy ểnđổicũngtácđộngtíchcựclênbiếntỷgiáhốiđoáithựchiệulựcgốcreer.Tuynhiên,cós ựkhácbiệtvềđộlớncáchệsốởtronghaiphươngt r ì n h Tathấyt r o n g p h ư ơ n g t r ì n h (4.2.2.b)g e x p chuyểnđ ổ it r ởn ê n k h ô n g đángkểđiềuđóchothấyrằng phươngtrình(4.2.2.b)khôngnắmbắtđượct oàn bộmốiquanhệgiữareervàcácyếutốk inhtếcơbảngiốngtrongphươngtrình.

(4.2.2.a).Chínhvìvậyphươngtrình(4.2.2.b)chỉcóthểphụcvụnhưlàmột chuẩnmựcthôđểphântíchthêm.Trongcảhaiphươngtrình(4.2.2.a)và(4.2.2.b) hệsốđềulớnhơnnhiềusovớicáchệsốkhác,chỉrarằngvềmặttàisảnnước ngoàiròngcóthểtác động đếntỷgiáthựchiệu lực tích cựchơn sovới các yếutốkinhtếcơbảnkhác.

Kếthợpvớibiểuđồphântán4.1.2.atathấychỉcóbiếnprodvàtotcótácđộngđ ồ n gb i ếnl ê nr e e r;NFAc ót á c đ ộ ngnghịchb i ếnl ê nreert r o n gh ầuh ếtchuỗithờigian còncácbiếncònlạibiểuđồphântánkhôngchothấyrõđƣợcmốiq u a n hệgiữacácbiếnvớib iếnreer.

KếtquảhồiquyIndonesia

Từkếtquảướclượngtacóđượcphươngtrìnhthểhiệnmốiquanhệ vàc á c b i ến,, ,,đƣợct h ểb ằngp h ƣ ơ n g t r ì n h (4.2.3.a)

KhácvớitrườnghợpởViệtNamkhinhìnvàohaiphươngtrình(4.2.3.a)và(4. 2.3.b)tácgiảthấyrằngtrongcảhaiphươngtrìnhhệsốcủabiếnđ ề ulớnhơncáchệs ốkhác,điềunàychothấytỷlệmậudịchcótácđộngtíchcựcnhấtđếnbiếntỷgiáthựchi ệulựcsovớicácyếutốkinhtếcơbảnkhác.

Kếthợpvớibiểuđồphântán4.1.2.btathấychỉcóbiếnprodvàgexpcótácđộn gđồngbiếnlênreer;NFAvàopencótácđộngnghịchbiếnlênreertronghầuhếtchuỗithời gian cònbiếntotbiểuđồphântánkhôngchothấyrõđƣợcmốiq u a n hệvớibiếnreer.

Hệsốcogiãn

BởivìthuậttoánACEv à biểuđồphântánkhôngthểchotabiếtđƣợcch ín h xáctácđộngcủacácbiếngốcbanđầunêntácgiảtiếnhànhtínhhệsốcogiãncủareer sovớicácbiếnđểlàmnềntảngsosánhtácđộngcủacácbiến.

Trướckhitínhhệsốcogiãntácgiảlấyphânvị12củabiếncầnnghiênc ứu,tá cgiảlấy11phânvịđầutiên.Giảmứcphânvịtácgiảtìmđƣợclà Sắpxếpbiếnnghiêncứuth eogiátrịtừnhỏđếnlớn 0ởcảhaiquốcgiachỉrarằngbiếnprodcótácđộngcùng chiềuđếnreertrongsuốtthờikỳnghiêncứuhaynóicáchkhácchênhlệchtrong năngsuấtcótácđộngcùngchiềuđếntỷgiá hối đoáithựchiệu lực trongsuốt thờikỳnghiêncứu.

>0ởtrườnghợpViệtNamnhưngtrongtrườnghợpIndonesialại cósựlẫnlộnchiềuhướngtácđộngquacácthờikỳ.Tuynhiêntavẫnthấyhầu nhƣlàtácđộngcùngchiềuvì >0ở6phânvịtrong11phânvịnêntacó thểkếtluậnrằngtỷlệmậudịchcótácđộngcùngchiềuđếntỷgiáhốiđoáithực.

Nghiên cứu cho thấy rằng độ mở thương mại có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực, với sự tác động ngược chiều trong một số trường hợp Cụ thể, Kim và Korhonen (2005) chỉ ra rằng độ mở thương mại thường tác động đến tỷ giá hối đoái thực một cách mạnh mẽ Ngoài ra, Li (2004) cũng nhấn mạnh rằng tỷ giá hối đoái thực thường giảm sau khi các quốc gia mở cửa nền kinh tế để kinh doanh, mặc dù trong giai đoạn đầu của tự do hóa, tỷ lệ tăng giá hối đoái thực có thể xảy ra Các kết quả này khẳng định mối quan hệ phức tạp giữa độ mở thương mại và tỷ giá hối đoái thực.

Hai quốc gia cho thấy chính sách tài chính có tác động ngược chiều đến tỷ giá hối đoái thực Điều này hỗ trợ quan điểm rằng chính sách tài chính được duy trì cao trong thời gian dài gây ra rủi ro cho tính bền vững và có thể làm suy yếu tăng trưởng kinh tế, dẫn đến mất giá đồng nội tệ Tại Việt Nam, có sự lẫn lộn về chiều hướng tác động, nhưng chủ yếu là tác động nghịch chiều Trong khi đó, tài sản nước ngoài ròng có tác động ngược lên tỷ giá hối đoái thực Ngược lại, ở Indonesia, tài sản nước ngoài ròng có tác động cùng chiều với tỷ giá hối đoái thực trong suốt thời kỳ nghiên cứu Tại Việt Nam, chính sách tài chính có tác động mạnh nhất lên tỷ giá hối đoái thực, trong khi ở Indonesia, tài sản nước ngoài ròng thể hiện tác động mạnh nhất trong nghiên cứu.

Dựav à o b ảngk ếtq u ảt a thấys u m (ViệtNam)> sum

(Indonesia)trong 10phânvị.Điềunàythểhiệncácyếutốkinhtếcơbảntác độngđếntỷgiá thực hiệu lựcmạnhmẽhơnởViệtNamsovớiIndonesia.Vìvậy,ở mộtthịtrườngnướcđangpháttriểnnhưViệtNamthìtỷgiáhốiđoáidễbiếnđ ộngtrướcnhữngthayđổihơn.

Vềlýthuyết,cóbamốiquanhệcóthểcógiữatỷgiáhốiđoáivàcácyếutốkinhtếc ơbản:quanhệđồngliênkếttuyếntính,đồngliênkếtphituyếnvàk h ô n gcómốiq uan hệ đồngliênkếttuyếntínhhayphituyến.Trênthựctế,khôngcólýthuyếtkinhtếnàocóthể đảmbảorằng mốiquan hệgiữacác biếnsốkinhtếphảilàtuyếntính.Khibỏquacáctrườnghợpphituyếncóthểdẫnđếnkếtl uậns a i lầmrằngkhôngtồntạimốiquanhệđồngliênkếtgiữatỷgiáhốiđoáivàcácyếutố kinhtếcơbản.Bàinghiêncứucốgắngtìmramốiquanhệphituyếntiềmẩ ngiữatỷgiảthự chiệulựcvàcácyếutốkinhtếcơbảnđốivớihaiđồngtiềnVND(ViệtNamđồng)vàI DR(Rupiahs).

Môh ì n h A R D L k ếthợpv ớit h u ậtt o á n A C E đ ƣ ợ cs ửd ụngt r o n g b à i n g h i ê n cứuđểtìmkiếmmốiquanhệphituyếntiềmẩngiữatỷgiáhốiđoáithựchiệul ựcvàcácyếutốkinhtếcơbản.KếtquảchothấychocảVND(ViệtNamđồng)vàIDR(R upiahs)đềutồntạimốiquanhệđồngliênkếtphituyếngiữatỷg i á hốiđoáivớinămyếut ốkinhtếcơbảngồmchênhlệchtrongnăngsuất,tỷlệmậudịch,độmởcủanềnkinhtế,tàisả nnướcngoàiròngvàchitiêuchínhphủ.

Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng để tránh kết luận sai lầm, tác giả đã xem xét khả năng phituyến khi tìm kiếm mối quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái thực hiện lực và các yếu tố kinh tế cơ bản Tác giả nhận thấy rằng hệ số cơ bản của các yếu tố như sản xuất, tổng cầu, mở cửa, tăng trưởng kinh tế và nợ nước ngoài có sự thay đổi đáng kể theo thời gian Kết quả này phản bác lý thuyết cho rằng cả độ lớn và chiều hướng của hệ số cơ bản là không đổi theo thời gian Mô hình đồng liên kết tuyết tính đã chỉ ra rằng mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản có thể linh hoạt hơn trong việc giải thích các vấn đề tỷ giá hối đoái thực hiện lực Cuối cùng, nghiên cứu cho thấy mặc dù tỷ giá hối đoái thực của hai đồng tiền VND và IDR đều có mối quan hệ phituyến trong dài hạn với các yếu tố kinh tế cơ bản, nhưng vẫn có sự khác biệt về mức độ tác động của các yếu tố kinh tế cơ bản lên tỷ giá hối đoái thực Tại thị trường Việt Nam, tỷ giá hối đoái thực chịu tác động mạnh mẽ hơn từ sự thay đổi của các yếu tố kinh tế cơ bản so với thị trường Indonesia.

Kếtquảnàycóý nghĩatrong việc hoạchđịnhcác chính sáchliên quan đếntỷgiáhốiđoái.Bằngchứngchorằngmốiquanhệgiữatỷgiáhốiđoáithựchiệulựcvà yếutốkinhtếcơbảnlàphituyếnnênviệchoạchđịnhchínhsáchkhôngn ên sửdụngc áchệsốcogiãnliêntụcnhƣnhaungụýbởimôhìnhđồngliênkếttuyếntính.Thayvàođó ,cácnhàhoạch địnhchínhsáchcầnphảiđƣa rađƣợcnhữngchínhsáchphùhợpđ ƣợcđiềuchỉnhtrongbốicảnhkinhtếcụthể,khôngchỉvìmứcđộtácđộngcủacácyếutố kinhtếcơbảnlêntỷgiáhốiđoáilàthayđổi,màcònvìchiềuhướngtácđộngcủacácyếut ốkinhtếcơbảnlêntỷgiáhốiđ o á i cũngcóthểbịđảongƣợcnếubốicảnhkinhtếthay đổi.Vìvậy,khithựchiệnchínhsáchtỷgiácầnphảithậntrọngđểđảmbảochínhsáchđƣợc sửdụnglàphùhợpvàđemlạikếtquảnhƣkỳvọng.

H Ạ N CH Ế VÀ HƯỚ NG M Ở R Ộ NG NGHIÊN C Ứ U

1 Nguồnsốliệu:SốliệuchủyếulấytừnguồnIFSvàDOCScủaIMF,tuynhiên sốliệucôngbốcủaIFMkhôngđủchotấtcảcácquýtronthờigiannghiên cứuđốivớiViệtNamnêntácgiảphảitổnghợptừnhiềunguồnkhácđểbổsungn ê n sốliệ ukhôngthểthốngnhấtxuyênsuôtcảđềtài.

2 Trongbàinghiêncứutácgiảtínhtoáncáctỷsốthôngquaviệcdựatrênđồngt iềncủaViệtNamvàIndonesiavới5đốitácthươngmạiđiểnhìnhcủatừngquốcgia,tuynhiê ntrênthựctếcảhaiquốcgiađềucònrấtnhiềuđốitácthươngmạikhác.

3 Nghiêncứuchỉmớikiểmđịnhmốiquanhệcủatỷgiáthựchiệulựcđap h ƣơ ng vớinămyếutốkinhtếcơbản.Thựctế,tỷgiáhốiđoáithựccònchịutácđộngbởin h i ềuy ếut ốk i n h t ếk h á c màn g h i ê n c ứuc h ƣ a x e m x é t v à đ ƣ a v à o nghiêncứu,trong đócóthểcónhƣngyếutốkinhtếđặcthùcủaViệtNamhayI n d o n e si a chƣađƣợcxe mxét.Đâycũngcóthểlàhướngmởrộngnghiêncứucủađềtài. e w 1225–1244.

Artis,M.J.,Nachane,D.,1990 WagesandPricesinEurope–a TestoftheGermanLeadershipthesis.WeltwirtschaftlichesArchiv,126,59–77.

Baek,E , a n d B r o c k , W.,1 9 9 2 A G e n e r a l T e s t f o r N o n l i n e a r G r a n g e r Causality:BivariateModel.WorkingPaper,IowaStateUniversityandUniversity o f Wisconsin,Madison.

BalassaandSamuelson,1964.ThePurchasingPowerParity:AR eap p ra isa l.JournalofPoliticalEconomy,584-596.

Chinn,M.D,1991.Somel i n e a r a n d n o n l i n e a r t h o u g h t s o n exch angerates.JournalofInternationalM o n e y a n d F i n a n c e,10,214-230.

E c o n o m i c F un d amen t a ls MethodologicalComparisonofBEERandFE ERs.IMFWorkingPaper,98/67,Washington:InternationalMonetaryFund.

DeGregorio,J.,Giovannini,A.,and H.Wolf,1994.International evidenceo n t r a d a b l e s a n d n o n t r a d a b l e s i n f l a t i o n ,Vol.38,

PprofitsintheForeignExchangeMarket?.JournalofInternational Money andFinance,Vol20(1),25–41.

Frankel,J A a n d M u s s a , M , 1 9 9 8 E x c h a n g e R a t e s a n d t h e B a l a n c e o f Payments.HandbookofInternational Economics, Vol.2,Elsevier Sci encePublishers,Amsterdam.

Froot,K.A.andRogoff, K.,1994.PerspectivesonPPPandLong– RunReal ExchangeRate.HandbookofInternationalEconomics,Vol.3,Nor thH o l l a n d , Amsterdam,1647-1688.

Kim,B.YandKorhonen,I.,2002.Equilibriumexchangeratesintransitioncou ntries:Evidencefromdynamicheterogeneouspanelmodels.BankofFinlandInstitut eforEconomiesinTransition.

Ma,Y a n d K a n a s , A.,2 0 0 0 T e s t F o r a N o n l i n e a r R e l a t i o n s h i p a m o n g F u n d am en t al s andExchangeRatesintheERM.JournalofInternatio nalMoneyandFinance,19,135-152.

RunE q u i l i b r i u m R e a l E x c h a n g e R a t e : ConceptualIssuesandEmoir icalResearch.AWorldBankResearchPublication,Ox fo rd : OxfordUniversity.Press, 219-263.

Pesaran,M.H.,Shin,Y.andSmith,R.J.,1999.A n Autoregressivedistri butedl a g m o d e l i n g a p p r o a c h t o c o i n t e g r a t i o n a n a l y s i s E c o n o m e t r i c s a n d economictheoryinthe20thc e n t u r y :

Pesaran,M H , S h i n , Y a n d S m i t h , R J , 2 0 0 1 B o u n d s T e s t i n g ap p r o a ch e s totheanalysisoflevelrelationships.JournalofAppliedEcon omics,16,289-326.

Wang,D.andMurphy,M.,2004.EstimatingOptimalTransformationsforMulti pleRegressionUsingtheACEAlgorithm.JournalofDataScience,2,329-3 4 6

Tang,X , a n d Z h o u , J , 2 0 1 3 N o n l i n e a r r e l a t i o n s h i p b e t w e e n t h e r e a l ex c h a n g e r a t e a n d e c o n o m i c f u n d a m e n t a l s : E v i d e n c e f r o m C h i n a a n d K o r e a Jo u rn a l ofInternationalMoneyandFinance,32

Bảng 1.1 Chỉ sốGDPdanhnghĩatheo quý(ĐVT:USD)

Country Australia HongKong TrungQuốc NhậtBản HànQuốc Singapore ViệtNam indonesia HoaKỳ

Bảng 1.2 CHỈ SỐGIÁTIÊUDÙNGCPITHEO QUÝ(Index2010 = 10)

Quốcgia Australia China HongKong NhậtBản HànQuốc Singapore ViệtNam indonesia HoaKỳ

BẢNG1.3:CHỈ SỐ US DOLLARPERNATIONALCURRENCY

Country Australia HồngKông TrungQuốc NhậtBản HànQuốc Malaysia Singapore ViệtNam indonesia

Country Australia HồngKông TrungQuốc NhậtBản HànQuốc Singapore ViệtNam indonesia HoaKỳ

BẢNG1.6:GIÁTRỊ HÀNGXUẤT KHẨU(ĐVT:USD)

Country Australia HồngKông TrungQuốc NhậtBản HànQuốc Singapore ViệtNam Indonesia HoaKỳ

BẢNG1.7:GIÁTRỊ HÀNGNHẬPKHẨU(ĐVT:USD)

Country Australia HồngKông TrungQuốc NhậtBản HànQuốc Singapore ViệtNam Indonesia HoaKỳ

BẢNG1.8:CHI TIÊUCỦACHÍNHPHỦ(THEO TIỀNTỆQUỐCGIA)

Country HongKong china HànQuốc NhậtBản Australia Singapore ViệtNam Indonesia HoaKỳ

BẢNG1.9:TÀI SẢN RÒNGQUỐCGIA(ĐVT: TIỀNTỆ QUỐCGIA)

Quốcgia Australia Hong Kong China, Nhật Bản Korea, Singapore Việt Nam Inodonesia HoaKỳ

Heteroskedasticity Test:Breusch-Pagan-Godfrey

Obs*R-squared 22.47151 Prob.Chi-Square(21) 0.3728

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

D(TOTA(-2)) 0.067057 0.148567 0.451357 0.6551 D(TOTA(-3)) 0.035351 0.130163 0.271588 0.7879 D(TOTA(-4)) 0.112583 0.096626 1.165148 0.2535 D(GEXPA(-1)) -0.010349 0.125019 -0.082776 0.9346 D(GEXPA(-2)) -0.149946 0.140010 -1.070968 0.2930 D(GEXPA(-3)) -0.178904 0.149837 -1.193991 0.2422 D(GEXPA(-4)) 0.209374 0.155733 1.344443 0.1892

AdjustedR-squared 0.035548 S.D.dependentvar 0.064755S.E ofregression 0.063593 Akaikeinfocriterion -2.374398Sumsquaredresid 0.117280 Schwarzcriterion -1.541062Loglikelihood 82.54716 Hannan-Quinncriter -2.055956F-statistic 1.087758 Durbin-Watsonstat 2.287274Prob(F-statistic) 0.409953

D(TOTA(-1)) 0.184202 0.764049 0.241087 0.8115 D(TOTA(-2)) 0.273737 0.607546 0.450562 0.6562 D(TOTA(-3)) -0.128859 0.572931 -0.224912 0.8239 D(TOTA(-4)) 0.078830 0.381061 0.206871 0.8378 D(GEXPA(-1)) -0.074379 0.479747 -0.155038 0.8780 D(GEXPA(-2)) -0.244872 0.606076 -0.404028 0.6896 D(GEXPA(-3)) 0.239224 0.592118 0.404014 0.6896 D(GEXPA(-4)) -0.102429 0.624285 -0.164074 0.8710 RESID(-1) -0.418676 0.573356 -0.730220 0.4720 RESID(-2) -0.035184 0.450280 -0.078138 0.9383 RESID(-3) -0.935772 0.439170 -2.130774 0.0431 RESID(-4) -0.179277 0.325114 -0.551426 0.5862

AdjustedR-squared -0.648412 S.D.dependentvar 0.183101S.E ofregression 0.235084 Akaikeinfocriterion 0.248913Sumsquaredresid 1.381616 Schwarzcriterion 1.233766Loglikelihood 19.65271 Hannan-Quinncriter 0.625255F-statistic 0.213289 Durbin-Watsonstat 2.034540Prob(F-statistic) 0.999873

Specification:D(REERA)C REERA(-1)PRODA(-1)TOTA(-1)OPENA(-1)GEXPA(-

D(PRODA(-1))D(PRODA(-2))D(PRODA(-3))D(PRODA(-4))D(TOTA(

-1))D(TOTA(-2))D(TOTA(-3))D(TOTA(-4))D(GEXPA(-1))D(GEXPA(

Variable:D(REERA)Method:LeastSqu ares

REERA(-1) -0.553671 0.328739 -1.684226 0.1037 PRODA(-1) 1.100759 0.549477 2.003283 0.0553 TOTA(-1) -0.457310 0.863289 -0.529730 0.6006 OPENA(-1) 0.421798 0.327665 1.287284 0.2089 GEXPA(-1) 0.403964 0.511328 0.790028 0.4364 NFAA(-1) 0.578125 0.488127 1.184373 0.2466 D(REERA(-1)) -0.141025 0.246564 -0.571962 0.5721 D(REERA(-2)) -0.015840 0.242324 -0.065367 0.9484 D(REERA(-3)) -0.297898 0.246459 -1.208712 0.2373 D(PRODA(-1)) -0.815057 0.625714 -1.302603 0.2037 D(PRODA(-2)) -0.165946 0.517561 -0.320631 0.7510 D(PRODA(-3)) -0.222079 0.485106 -0.457794 0.6508 D(PRODA(-4)) -0.362614 0.453613 -0.799390 0.4310 D(TOTA(-1)) 0.634959 0.771648 0.822861 0.4178 D(TOTA(-2)) 0.636619 0.654968 0.971985 0.3397 D(TOTA(-3)) 0.538343 0.583805 0.922128 0.3646 D(TOTA(-4)) 0.055059 0.386814 0.142341 0.8879 D(GEXPA(-1)) 0.498896 0.509469 0.979246 0.3362 D(GEXPA(-2)) 0.163624 0.550342 0.297313 0.7685 D(GEXPA(-3)) 0.363123 0.599101 0.606113 0.5495 D(GEXPA(-4)) 0.705554 0.652844 1.080739 0.2894 FITTED^2 0.440593 0.628607 0.700903 0.4894 FITTED^3 0.972847 1.694863 0.573997 0.5707

AdjustedR-squared 0.366141 S.D.dependentvar 0.309845S.E ofregression 0.246684 Akaikeinfocriterion 0.343766

Sumsquaredresid 1.643024 Schwarzcriterion 1.252861Loglikelihood 15.23395 Hannan-Quinncriter 0.691158F-statistic 2.255736 Durbin-Watsonstat 2.163368Prob(F-statistic) 0.022095

D(GEXPA(-1)) 0.006552 0.014532 0.450882 0.6552 D(GEXPA(-2)) -0.005375 0.017302 -0.310677 0.7581 D(GEXPA(-3)) -0.013966 0.021265 -0.656777 0.5162 D(GEXPA(-4)) -0.005316 0.019866 -0.267570 0.7908 D(NFAA(-1)) 0.023229 0.011774 1.972913 0.0575

AdjustedR-squared -0.047280 S.D.dependentvar 0.007710S.E ofregression 0.007890 Akaikeinfocriterion -6.559889Sumsquaredresid 0.001930 Schwarzcriterion -5.802310Loglikelihood 187.2772 Hannan-Quinncriter -6.270395F-statistic 0.881195 Durbin-Watsonstat 1.582943Prob(F-statistic) 0.606051

D(GEXPA(-2)) 0.049134 0.217171 0.226244 0.8227 D(GEXPA(-3)) 0.092407 0.266501 0.346740 0.7315 D(GEXPA(-4)) 0.106601 0.238770 0.446457 0.6588 D(NFAA(-1)) 0.087628 0.151922 0.576793 0.5689 RESID(-1) -0.319875 0.237349 -1.347698 0.1890 RESID(-2) -0.127114 0.234408 -0.542277 0.5921 RESID(-3) -0.531240 0.248243 -2.140002 0.0415 RESID(-4) -0.153873 0.269674 -0.570587 0.5730

Specification:D(REER)C REER(-1)PRODA(-1)TOTA(-1)OPENA(-1)GEXPA(-

1)NFAA(-1)D(TOTA(-1))D(TOTA(-2))D(TOTA(-3))D(TOTA(

D(GEXPA(-1))D(GEXPA(-2))D(GEXPA(-3))D(GEXPA(-4))D(NFAA(-1))

Variable:D(REER)Method:LeastSquar es

REER(-1) -0.211219 0.124538 -1.696028 0.0988 PRODA(-1) 0.087302 0.065376 1.335389 0.1904 TOTA(-1) -0.139992 0.189490 -0.738782 0.4650 OPENA(-1) 0.082667 0.055122 1.499699 0.1427 GEXPA(-1) -0.084842 0.097585 -0.869423 0.3905 NFAA(-1) -0.013848 0.185907 -0.074488 0.9410 D(TOTA(-1)) 0.254666 0.141547 1.799160 0.0806 D(OPENA(-1)) -0.075157 0.084814 -0.886136 0.3816 D(OPENA(-2)) 0.050262 0.085778 0.585954 0.5617 D(OPENA(-3)) 0.105728 0.091162 1.159782 0.2540 D(OPENA(-4)) 0.251471 0.125546 2.003024 0.0530 D(GEXPA(-1)) 0.080771 0.149005 0.542070 0.5912 D(NFAA(-1)) 0.179213 0.145330 1.233141 0.2257 FITTED^2 1.187003 11.22489 0.105747 0.9164 FITTED^3 -32.94121 78.53387 -0.419452 0.6774

AdjustedR-squared -0.137299 S.D.dependentvar 0.602825S.E ofregression 0.642878 Akaikeinfocriterion 2.201935Sumsquaredresid 14.87850 Schwarzcriterion 2.802318Loglikelihood -41.25031 Hannan-Quinncriter 2.432107F-statistic 0.589540 Durbin-Watsonstat 1.960322Prob(F-statistic) 0.863473

D(NFAA(-2)) -0.541543 0.551426 -0.982079 0.3334 RESID(-1) -1.455644 0.811699 -1.793329 0.0824 RESID(-2) 0.492969 0.406874 1.211603 0.2345 RESID(-3) 0.432496 0.246047 1.757777 0.0883 RESID(-4) 0.142396 0.251068 0.567162 0.5746

AdjustedR-squared -0.320675 S.D.dependentvar 0.485219S.E ofregression 0.557617 Akaikeinfocriterion 1.953434Sumsquaredresid 9.949969 Schwarzcriterion 2.703912Loglikelihood -30.78927 Hannan-Quinncriter 2.241149F-statistic 0.348243 Durbin-Watsonstat 2.095022Prob(F-statistic) 0.990906

Specification:D(REERA)C REERA(-1)PRODA(-1)TOTA(-1)OPENA(-1)GEXPA(-

D(TOTA(-3))D(OPENA(-1))D(OPENA(-2))D(OPENA(-3))D(NFAA(-1))D(NFAA(-2)) OmittedVariables:Powersoffittedvaluesfrom2to3

Variable:D(REERA)Method:LeastSqu ares

REERA(-1) -0.681909 0.385402 -1.769343 0.0858 PRODA(-1) 0.286904 0.448969 0.639027 0.5271 TOTA(-1) 1.728927 0.946855 1.825967 0.0766 OPENA(-1) 0.558328 0.765392 0.729467 0.4707 GEXPA(-1) -1.663373 1.191654 -1.395852 0.1718 NFAA(-1) 0.308950 0.492388 0.627451 0.5346 D(REERA(-1)) 0.144035 0.253570 0.568028 0.5737 D(TOTA(-1)) -0.391780 1.165707 -0.336088 0.7389 D(TOTA(-2)) -0.518908 1.190142 -0.436005 0.6656 D(TOTA(-3)) -0.162022 0.927877 -0.174616 0.8624 D(OPENA(-1)) -1.195562 0.722451 -1.654870 0.1072 D(OPENA(-2)) -0.519544 0.661340 -0.785593 0.4375 D(OPENA(-3)) 0.314234 0.588791 0.533695 0.5970 D(NFAA(-1)) -0.347561 0.540533 -0.642997 0.5245 D(NFAA(-2)) 0.418180 0.544531 0.767963 0.4478 FITTED^2 0.485288 0.585744 0.828499 0.4132 FITTED^3 -0.602329 0.670337 -0.898547 0.3752

AdjustedR-squared 0.068788 S.D.dependentvar 0.607562S.E ofregression 0.586293 Akaikeinfocriterion 2.037431Sumsquaredresid 11.68715 Schwarzcriterion 2.712862Loglikelihood -34.97321 Hannan-Quinncriter 2.296375F-statistic 1.221609 Durbin-Watsonstat 2.038595Prob(F-statistic) 0.300322

D(GEXPA(-1)) -0.014121 0.024535 -0.575536 0.5688 D(GEXPA(-2)) -0.014331 0.014764 -0.970693 0.3388 D(NFAA(-1)) 0.002267 0.006688 0.338970 0.7368 D(NFAA(-2)) 0.007656 0.006171 1.240676 0.2235 D(NFAA(-3)) -0.013253 0.005717 -2.318051 0.0268

D(GEXPA(-2)) 0.002815 0.194413 0.014482 0.9885 D(NFAA(-1)) 0.016705 0.088894 0.187916 0.8523 D(NFAA(-2)) -0.042454 0.086963 -0.488182 0.6291 D(NFAA(-3)) 0.058117 0.099292 0.585318 0.5629 RESID(-1) 0.189309 0.651880 0.290404 0.7736 RESID(-2) 0.287159 0.357763 0.802651 0.4287 RESID(-3) -0.220474 0.352827 -0.624879 0.5369 RESID(-4) 0.201473 0.343004 0.587379 0.5615

Specification:D(REER)C REER(-1)PRODA(-1)TOTA(-1)OPENA(-1)GEXPA(-

1)NFAA(-1)D(REER(-1))D(TOTA(-1))D(TOTA(-2))D(TOTA(

Variable:D(REER)Method:LeastSquar es

REER(-1) -0.695343 0.391470 -1.776236 0.0855 PRODA(-1) 0.020450 0.064662 0.316261 0.7539 TOTA(-1) 0.181683 0.125832 1.443858 0.1588 OPENA(-1) 0.117839 0.099857 1.180079 0.2469 GEXPA(-1) 0.005377 0.375777 0.014308 0.9887 NFAA(-1) -0.019220 0.075493 -0.254590 0.8007 D(REER(-1)) 0.035375 0.263670 0.134163 0.8941 D(TOTA(-1)) -0.067589 0.174088 -0.388245 0.7005 D(TOTA(-2)) -0.042441 0.170929 -0.248298 0.8055 D(TOTA(-3)) 0.023621 0.129557 0.182324 0.8565 D(OPENA(-1)) -0.142924 0.093512 -1.528405 0.1366 D(OPENA(-2)) -0.068904 0.085724 -0.803791 0.4276 D(OPENA(-3)) 0.027665 0.076845 0.360005 0.7213 D(GEXPA(-1)) -0.142907 0.294513 -0.485230 0.6309 D(GEXPA(-2)) -0.224120 0.183477 -1.221514 0.2311 D(NFAA(-1)) 0.028868 0.079516 0.363052 0.7190 D(NFAA(-2)) 0.013133 0.073924 0.177653 0.8602 D(NFAA(-3)) 0.190388 0.079452 2.396246 0.0228 FITTED^2 -1.307252 3.809369 -0.343168 0.7338 FITTED^3 -22.69934 28.88678 -0.785804 0.4379

Tiêu đề	Mối Quan Hệ Phi Tuyến Giữa Tỷ Giá Hối Đoái Thực Hiệu Lực Với Các Yếu Tố Kinh Tế Cơ Bản
Tác giả	Nguyễn Thị Tình
Người hướng dẫn	PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Tài Chính Ngân Hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ kinh tế
Năm xuất bản	2014
Thành phố	TP. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	131
Dung lượng	522 KB