TỔNG QUAN CHUNG VỀ VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU
Tổng quan chung về vấn đề nghiên cứu
Tỷ giá hối đoái biến động lệch khỏi mức cân bằng có thể gây ra nhiều tác động tiêu cực, như giảm sức cạnh tranh hàng xuất khẩu khi bị định giá thấp, hoặc làm tăng lạm phát và bất ổn kinh tế khi bị định giá cao Việc xác định mức tỷ giá cân bằng và độ lệch thực tế là vấn đề cấp thiết cho mỗi quốc gia Để điều hành tỷ giá hiệu quả, cần xác định các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực, từ đó đưa ra chính sách điều tiết phù hợp Để tính độ lệch của tỷ giá, trước hết cần xác định mức tỷ giá hối đoái cân bằng Các mô hình lý thuyết như ngang giá sức mua và ngang giá lãi suất thường ít được áp dụng do hạn chế từ giả định lý thuyết Nhiều nghiên cứu chỉ ra rằng các mối quan hệ ngang giá không duy trì liên tục, đặc biệt trong ngắn hạn Thay vào đó, các mô hình nghiên cứu thực nghiệm như mô hình tỷ giá cân bằng cơ sở (FEER) và mô hình tỷ giá cân bằng hành vi thường được sử dụng.
Tỷ giá hối đoái cân bằng (BEER) là một mô hình dựa trên điều kiện cân bằng nội bộ và ngoại bộ của nền kinh tế vĩ mô, với ưu điểm dễ áp dụng và khả năng giải thích các biến động dài hạn của tỷ giá Trong khi đó, mô hình tỷ giá hối đoái hành vi giúp giải thích các biến động ngắn hạn của tỷ giá dựa trên các yếu tố kinh tế cơ bản.
Các mô hình thực nghiệm nghiên cứu tỷ giá cân bằng
1.2.1 Mô hình tỷ giá cân bằng cơ sở (Fundamental Equilibrium Exchange Rate
Mô hình FEER, được đề xuất bởi Williamson (1994), tập trung vào điều kiện cân bằng nội tại và ngoại tại của nền kinh tế vĩ mô Cân bằng nội tại được xác định tại mức sản lượng tiềm năng, tương ứng với tỷ lệ thất nghiệp tự nhiên và tỷ lệ lạm phát thấp bền vững Trong khi đó, cân bằng ngoại tại liên quan đến dòng vốn luân chuyển bền vững giữa các quốc gia sau khi đạt được trạng thái cân bằng nội tại Theo mô hình FEER, tỷ giá cân bằng được xác định dựa trên trạng thái cân bằng trung và dài hạn của cán cân vãng lai và toàn dụng của nền kinh tế, với cốt lõi là sự cân bằng giữa tài khoản vãng lai (CA) và tài khoản vốn (KA).
Trong bối cảnh nền kinh tế đạt trạng thái toàn dụng, cán cân vãng lai được thể hiện qua một hàm số tuyến tính liên quan đến các biến tỷ giá thực đa phương (q), tổng cầu hoặc tổng thu nhập quốc dân trong nước (̅ d) và tổng thu nhập quốc dân ở nước ngoài (̅ f).
Trong bài viết này, chúng ta xem xét các thành phần chính của cán cân vãng lai, bao gồm cán cân thương mại (q) và cán cân thu nhập (̅ d và ̅ f), với điều kiện b 1 < 0, b 2 > 0 và b 3 > 0 Chênh lệch giữa mức tiết kiệm và đầu tư (̅̅̅̅) thể hiện trạng thái của cán cân vốn trong trung hạn Từ phương trình (1.1), chúng ta xác định tỷ giá cân bằng cơ sở FEER.
Mô hình FEER đánh giá tỷ giá trong điều kiện cân bằng bền vững của nền kinh tế cả bên trong lẫn bên ngoài trong trung và dài hạn Mô hình này không xem xét các yếu tố chu kỳ và đầu cơ ngắn hạn trên thị trường ngoại hối Do đó, FEER phù hợp hơn để giải thích các biến động của tỷ giá cân bằng trong trung và dài hạn thay vì ngắn hạn.
1.2.2 Mô hình tỷ giá cân bằng hành vi – (Behavioral Equilibrium Exchange
Phương pháp xác định tỷ giá cân bằng BEERs (Behavioral Equilibrium Exchange Rate) được giới thiệu bởi Clark và MacDonald vào năm 1998, nhằm phân tích biến động của tỷ giá hối đoái thực dựa trên các yếu tố kinh tế theo thời gian Tỷ giá thực BEER được xây dựng từ hai nhóm yếu tố chính: (1) các yếu tố cơ bản ảnh hưởng đến tỷ giá cân bằng trong trung và dài hạn, và (2) các yếu tố tạm thời tác động đến tỷ giá trong ngắn hạn Mô hình được biểu diễn qua công thức: q t = β 1 ’ Z 1t + β 2 ’ Z 2t + τ ’ T t + ε t.
Z 1 : vector các yếu tố kinh tế cơ bản đƣợc kỳ vọng có tác động lên tỷ giá trong dài hạn,
Trong phân tích tỷ giá, Z2 đại diện cho các yếu tố kinh tế cơ bản ảnh hưởng đến tỷ giá trong trung hạn, trong khi T là các yếu tố tạm thời tác động đến tỷ giá trong ngắn hạn Các hệ số góc của các biến được biểu diễn qua β1, β2 và τ, trong khi εt biểu thị sai số ngẫu nhiên.
Tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực phụ thuộc vào các yếu tố kinh tế vĩ mô cơ bản Z1 và Z2, các yếu tố ngắn hạn T, và sai số ngẫu nhiên εt Tỷ giá cân bằng hiện tại (q') được xác định bởi giá trị của các yếu tố kinh tế trung và dài hạn: q't = β1' Z1t + β2' Z2t Độ lệch của tỷ giá hiện tại (cm t) là sự khác biệt giữa tỷ giá thực tế và tỷ giá cân bằng, được ước lượng từ các yếu tố kinh tế cơ bản Độ lệch này phản ánh biến động tỷ giá ngắn hạn và được tính bằng công thức: cm t = qt – q't = τ' Tt + εt.
Trong bài viết này, chúng ta sẽ khám phá các giá trị bền vững của các yếu tố kinh tế vĩ mô trong trung và dài hạn, cùng với tỷ giá hối đoái cân bằng, ký hiệu là q t * Tỷ giá này được xác định bởi công thức: q t * = β 1 ’ ̅̅̅̅ + β 2 ’ ̅̅̅̅.
Tổng sai lệch của tỷ giá hối đoái (tm t) là sự khác biệt giữa tỷ giá thực tế quan sát được và tỷ giá cân bằng trong trung và dài hạn Nó phản ánh biến động của tỷ giá trong khoảng thời gian này, được tính bằng công thức tm t = q t - q t * = τ ’ T t + ε t + β 1 ’ (Z 1t – ̅̅̅̅ ) + β 2 ’ (Z 2t – ̅̅̅̅ ).
Tổng sai lệch của tỷ giá hối đoái tại bất kỳ thời điểm nào có thể được phân tách thành ba thành phần chính: sai lệch do các yếu tố tạm thời, sai lệch do nhiễu ngẫu nhiên, và sai lệch do các yếu tố kinh tế cơ bản trong ngắn hạn Trong khi mô hình tỷ giá FEER không tính đến các yếu tố xu hướng và tạm thời, mô hình BEER lại cung cấp cách giải thích cho các chuyển động chu kỳ của tỷ giá hối đoái thực.
Do đó, trong khuôn khổ của bài nghiên cứu này sẽ áp dụng mô hình tỷ giá cân bằng hành vi – BEER
Mô hình tỷ giá cân bằng hành vi BEER là một phương pháp thực nghiệm, trong đó các biến số được sử dụng sẽ thay đổi tùy theo khuôn khổ lý thuyết áp dụng Mỗi quốc gia và nền kinh tế đều có những đặc trưng và điều kiện kinh tế riêng, dẫn đến việc ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ giá có thể khác nhau giữa các quốc gia Do đó, các biến số được lựa chọn đưa vào mô hình cần phản ánh các điều kiện đặc trưng của từng nền kinh tế cụ thể.
1.3 Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái
Nhiều nghiên cứu trên thế giới đã xác định các yếu tố kinh tế vĩ mô cơ bản ảnh hưởng đến biến động tỷ giá hối đoái thực Tuy nhiên, mức độ tác động của các yếu tố này không đồng nhất giữa các quốc gia Đặc biệt, nghiên cứu của Fernandez, Osbat và Schnatz chỉ ra rằng các nước phát triển có những đặc điểm riêng trong ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến tỷ giá.
(2006) với mẫu dữ liệu gồm 25 nước thuộc nhóm OECD trong giai đoạn từ 1975 –
Nghiên cứu của Elbadawi và Soto vào năm 2002 chỉ ra rằng trong trung và dài hạn, tỷ giá thực tế chịu ảnh hưởng bởi thu nhập bình quân đầu người, chi tiêu của chính phủ và độ mở cửa của nền kinh tế Cụ thể, khi thu nhập bình quân đầu người và chi tiêu của chính phủ tăng, tỷ giá sẽ có xu hướng tăng Ngược lại, việc gia tăng độ mở cửa của nền kinh tế sẽ dẫn đến sự giảm của tỷ giá.
Nghiên cứu của Dufrenot và Yehoue (2005) cho thấy năng suất là yếu tố chính ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái, tiếp theo là cán cân vãng lai và chính sách tài khóa, với khả năng giảm tỷ giá cân bằng từ 30% đến 40% khi chính phủ cơ cấu lại chi tiêu và giảm thuế cho hàng hóa phi mậu dịch Đối với các quốc gia đang phát triển, mối tương quan giữa năng suất, điều kiện thương mại và tỷ giá hối đoái chỉ rõ ràng ở nhóm thu nhập thấp, trong khi nhóm thu nhập trung bình không có mối liên hệ tương tự Nghiên cứu của Candelon và cộng sự (2006) chỉ ra rằng năng suất có mối tương quan tích cực với tỷ giá hối đoái thực cho 8 nước thành viên mới của khu vực đồng EURO, trong khi độ mở cửa lại ảnh hưởng ngược chiều Cuối cùng, nghiên cứu của MacDonald và Vieira (2010) sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng cho 90 quốc gia từ năm 1980 cho thấy sự biến động của tỷ giá hối đoái trong bối cảnh toàn cầu.
Năm 2004, nghiên cứu chỉ ra rằng độ lệch tỷ giá hối đoái có mối liên hệ chặt chẽ với các yếu tố như GDP bình quân đầu người, tài sản ngoại tệ ròng, điều kiện thương mại và chi tiêu chính phủ Đáng chú ý, hệ số ước lượng cho những biến số này cao hơn ở các nước đang phát triển và các nước mới nổi.
Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ giá cân bằng dài hạn của nhóm 5 nước Đông Nam Á (ASEAN-5) của AbuDalu và Elgazoli (2013) trong giai đoạn từ
XÂY DỰNG MÔ HÌNH XÁC ĐỊNH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI CÂN BẰNG DÀI HẠN TẠI VIỆT NAM
Xây dựng mô hình BEER cho Việt Nam
Mô hình BEER được xây dựng bởi Clark và MacDonald (1998) dựa trên điều kiện ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP), với các biến số kinh tế vĩ mô quan trọng như tỷ lệ thương mại (term of trade - TOT), tỷ lệ giá nội tại (traded to non-traded - TNT), tài sản nước ngoài ròng (net foreign assets - NFA) và nợ của chính phủ (government debt - λ).
BEER = f(R – R*, TOT, TNT, NFA, λ) Với:
R – R*: Thay đổi lãi suất thực ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái Theo lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa, tỷ giá sẽ điều chỉnh tương ứng với sự chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia.
(ii) TOT – Term Of Trade: Tỷ số giữa chỉ số giá xuất khẩu và chỉ số giá nhập khẩu, phản ánh điều kiện thương mại giữa các quốc gia;
TNT, hay tỷ lệ giá nội tại, được xác định bằng tỷ lệ giữa chỉ số giá của hàng hóa thương mại và hàng hóa phi thương mại, phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson Khi tỷ lệ trao đổi thương mại (TOT) tăng, đồng nghĩa với việc năng suất sản xuất hàng hóa mậu dịch gia tăng, điều này sẽ dẫn đến sự tăng giá của đồng nội tệ.
(iv) NFA – Net Foreign Assets: Tài sản nước ngoài ròng;
Trong nghiên cứu thực nghiệm giữa các quốc gia, các biến số kinh tế vĩ mô trong vector Z it có thể thay đổi tùy theo đặc thù môi trường kinh tế và lý thuyết áp dụng Không có mô hình chuẩn cho tất cả các nền kinh tế, do đó, các biến giải thích có thể được thêm vào hoặc loại bỏ khỏi mô hình BEER để tối ưu hóa khả năng giải thích biến động tỷ giá thực Các nghiên cứu khác nhau sử dụng mô hình BEER có thể có cấu trúc khác nhau, như nghiên cứu của Wang và cộng sự (2007) tại Trung Quốc sử dụng tỷ lệ thương mại, năng suất, dự trữ ngoại hối và cung tiền, trong khi Shinji và Zongying (2010) lại sử dụng các biến như độ mở cửa nền kinh tế và chênh lệch lãi suất Ở Việt Nam, các biến thường được sử dụng bao gồm độ mở cửa nền kinh tế, tỷ lệ thương mại, và chênh lệch năng lực sản xuất (Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh, 2012), trong khi Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) sử dụng các biến như quy mô cung tiền M2 và chênh lệch lãi suất thực tế.
Lựa chọn biến đƣa vào mô hình
Nghiên cứu của Montiel (1999) về tỷ giá hối đoái ở các nước đang phát triển phân chia các yếu tố kinh tế ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực thành bốn nhóm chính Các nhóm này bao gồm chính sách tài khóa như chi tiêu chính phủ, chính sách ngoại thương như trợ cấp xuất khẩu và độ mở cửa của nền kinh tế, các yếu tố cung nội địa như năng lực sản xuất và GDP bình quân phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson, và môi trường kinh tế quốc tế như điều kiện thương mại và lưu chuyển vốn Việc lựa chọn biến số cụ thể cho từng nhóm phụ thuộc vào tình hình và đặc điểm riêng của từng nền kinh tế.
Dựa trên phân chia các yếu tố tác động đến tỷ giá hối đoái thực của Montiel (1999) và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, mô hình BEER áp dụng cho Việt Nam lựa chọn các biến số quan trọng như năng suất, độ mở cửa nền kinh tế, chi tiêu chính phủ và tài sản có ngoại tệ ròng Các nghiên cứu cũng chỉ ra rằng chênh lệch lãi suất và cung tiền có ảnh hưởng đáng kể đến tỷ giá hối đoái thực Do đó, mô hình BEER cho Việt Nam sẽ bao gồm 6 biến số: chi tiêu của chính phủ (GOV), quy mô cung tiền trong nước (M), tài sản có ngoại tệ ròng (NFA), độ mở cửa của nền kinh tế (OPEN), sự khác biệt trong năng lực sản xuất (PROD) và mức chênh lệch lãi suất trong nước so với lãi suất nước ngoài (R).
REER = f (GOV, M, NFA, PROD, OPEN, R)
Tỷ giá thực đa phương (REER) là chỉ số phản ánh tỷ giá thực trung bình của một đồng tiền so với các đồng tiền khác trong rổ tiền tệ của nhiều quốc gia đối tác thương mại REER không chỉ thể hiện sức mua thực tế của đồng tiền mà còn chỉ ra vị thế cạnh tranh thương mại của quốc gia đó so với các đối thủ Công thức tính REER giúp xác định mức độ cạnh tranh và sức mua của đồng tiền trong bối cảnh toàn cầu.
Với E i là tỷ giá danh nghĩa của đồng tiền của quốc gia thứ i trong rổ tiền tệ,
Tỷ trọng thương mại của quốc gia i được ký hiệu là W i, trong khi chỉ số giá của quốc gia i là CPI i và chỉ số giá trong nước là CPI h Trong nghiên cứu này, tỷ giá danh nghĩa E i được tính theo phương pháp yết giá trực tiếp.
Nghiên cứu này áp dụng phương trình đồng liên kết Johansen để phân tích mối quan hệ lâu dài giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và tỷ giá thực của đồng Việt Nam Đồng thời, mô hình VECM được sử dụng để xem xét tác động ngắn hạn của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến tỷ giá hối đoái thực Cuối cùng, bộ lọc Hodrick-Prescott được áp dụng để loại bỏ biến động ngẫu nhiên trong ngắn hạn, giúp ước lượng bền vững các yếu tố kinh tế vĩ mô, từ đó tính toán tỷ giá thực cân bằng lâu dài và xác định độ lệch giữa tỷ giá thực tế và tỷ giá cân bằng.
2.2.1 Chi tiêu chính phủ – GOV
Chi tiêu chính phủ là một yếu tố quan trọng trong chính sách tài khóa, ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái Tác động này phụ thuộc vào việc chính phủ ưu tiên chi tiêu cho hàng hóa mậu dịch hay hàng hóa phi mậu dịch Theo nghiên cứu của Frenkel và Razin (1996), nếu chính phủ tập trung vào hàng hóa mậu dịch, cầu đối với các sản phẩm này sẽ tăng, dẫn đến ảnh hưởng tiêu cực đến cán cân thương mại.
REER có xu hướng tăng khi chính phủ giảm chi tiêu cho hàng hóa phi mậu dịch, điều này làm tăng cầu nội địa và giảm áp lực giá cả hàng hóa và dịch vụ Ngược lại, nếu chính phủ chi tiêu nhiều hơn cho hàng hóa phi mậu dịch, cầu nội địa tăng, dẫn đến áp lực tăng giá và làm giảm REER.
Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) chỉ ra rằng chi tiêu của chính phủ là yếu tố ảnh hưởng mạnh mẽ đến tỷ giá hối đoái tại Việt Nam Biến GOV được tính bằng tỷ trọng tổng chi tiêu chính phủ so với GDP, với số liệu chi tiêu và GDP được thu thập từ World Bank.
2.2.2 Quy mô cung tiền trong nước – M
Nghiên cứu của AbuDalu và Elgazoli (2013) về biến động tỷ giá của 5 quốc gia ASEAN cho thấy cung tiền là yếu tố chính ảnh hưởng đến tỷ giá dài hạn Sự gia tăng cung tiền trong nước dẫn đến mất giá đồng nội tệ và làm tăng REER Ngược lại, nghiên cứu của Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) chỉ ra rằng tăng cung tiền cũng gây áp lực lên giá cả hàng hóa, làm giảm REER Do đó, tác động của cung tiền có thể cùng chiều hoặc ngược chiều với biến động tỷ giá Quy mô cung tiền M được tính bằng tỷ trọng cung tiền trong nước so với GDP, với dữ liệu lấy từ Dữ liệu thống kê tài chính quốc tế (IFS).
2.2.3 Tỷ lệ tài sản nước ngoài ròng – NFA
Tài sản nước ngoài ròng (NFA) là sự chênh lệch giữa tài sản có ngoại tệ và tài sản nợ ngoại tệ, phản ánh dòng chu chuyển vốn và môi trường kinh tế quốc tế Theo nghiên cứu của Faruqee (1995) và Gagnon (1996), NFA tăng lên có thể dẫn đến tăng thu nhập trong nước và cầu hàng hóa nội địa, từ đó tác động đến giá cả hàng hóa Dù lý thuyết kỳ vọng NFA có tác động ngược chiều với tỷ giá thực (REER), các nghiên cứu trước đây lại cho thấy kết quả không đồng nhất Một số nghiên cứu như của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) xác nhận tác động của NFA lên tỷ giá theo đúng kỳ vọng, trong khi các nghiên cứu khác như của MacDonald và Vieira (2010) lại chỉ ra mối tương quan ngược chiều Do đó, cần đánh giá thêm tác động thực tế của NFA đến tỷ giá hối đoái NFA được tính bằng tỷ trọng của tài sản có ngoại tệ ròng so với GDP, với dữ liệu từ IFS.
2.2.4 Độ mở cửa của nền kinh tế – OPEN
Biến OPEN đại diện cho yếu tố chính sách ngoại thương, được tính bằng tỷ lệ tổng kim ngạch xuất nhập khẩu so với GDP danh nghĩa Theo nghiên cứu của Candelon và cộng sự (2006), việc mở rộng chính sách ngoại thương có thể dẫn đến việc tiêu dùng nội địa chuyển từ hàng hóa phi mậu dịch sang hàng hóa mậu dịch rẻ hơn, làm giảm giá cả trong nước và tăng REER Tuy nhiên, việc gia tăng độ mở cửa nền kinh tế cũng có thể ảnh hưởng ngược lại đến tỷ giá, khi hàng rào thuế quan và bảo hộ thương mại được gỡ bỏ, tạo điều kiện cho hàng hóa trong nước xuất khẩu, từ đó cải thiện cán cân thương mại và khiến REER giảm Do đó, biến OPEN có thể tác động cùng chiều hoặc ngược chiều với REER Các nghiên cứu trước đây của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012), Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí cũng đã chỉ ra những mối liên hệ này.
Nghiên cứu năm 2016 cho thấy việc mở cửa nền kinh tế tại Việt Nam sẽ dẫn đến sự gia tăng tỷ giá hối đoái thực Tuy nhiên, cần phải xem xét và đánh giá thêm tác động của biến OPEN trong bối cảnh hiện tại Dữ liệu về tổng kim ngạch xuất nhập khẩu được thu thập từ nguồn của Ngân hàng Thế giới.
2.2.5 Năng lực sản suất – PROD
Biến PROD đại diện cho nhóm yếu tố cung nội địa và phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson, trong đó biến TNT (traded to non-traded) được sử dụng để đo lường tỷ lệ giá nội tại giữa hàng hóa mậu dịch và phi mậu dịch Hiệu ứng Balassa – Samuelson chỉ ra rằng sự gia tăng năng suất khu vực mậu dịch dẫn đến tăng lương, từ đó kéo theo mức lương khu vực phi mậu dịch cũng tăng Tuy nhiên, sản lượng trong khu vực mậu dịch không thay đổi, trong khi sản lượng khu vực phi mậu dịch không tăng, khiến giá hàng hóa phi mậu dịch tăng lên Điều này tạo ra áp lực gia tăng nhập khẩu và làm tăng tỷ giá Do TNT khó đo lường, nhiều nghiên cứu đã đề xuất sử dụng các biến khác như tỷ lệ giữa chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và chỉ số giá sản xuất (PPI) để phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson.
Năm 1997, có đề xuất về việc sử dụng năng suất lao động trong nghiên cứu tỷ giá hối đoái cân bằng Các nghiên cứu của Wang và cộng sự (2007), cũng như của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh, đã đóng góp quan trọng vào lĩnh vực này.
(2012), Vũ Quốc Huy và cộng sự (2012), Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí
Vào năm 2016, GDP bình quân đầu người được sử dụng làm biến thay thế trong nghiên cứu Mô hình nghiên cứu áp dụng cho Việt Nam cho thấy biến đại diện cho hiệu ứng Balassa – Samuelson là thu nhập bình quân đầu người – PROD, phản ánh năng lực sản xuất của quốc gia.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU – MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐỐI VỚI TỶ GIÁ THỰC VÀ ĐỘ LỆCH CỦA TỶ GIÁ TRONG THỰC TẾ KHỎI GIÁ TRỊ CÂN BẰNG DÀI HẠN
Kiểm định tính dừng của các biến
Một trong những thách thức chính trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian là vấn đề hồi quy giả mạo do tính không dừng của chuỗi dữ liệu Để kiểm tra tính dừng, phương pháp phổ biến nhất là kiểm định ADF (Augmented Dickey Fuller test) Khi thực hiện kiểm định ADF với chiều dài độ trễ được chọn theo tiêu chuẩn thông tin SIC, kết quả cho thấy chuỗi dữ liệu gốc của tất cả các biến đều không dừng, trong khi chuỗi sai phân bậc 1 của các biến lại là chuỗi dừng Điều này chỉ ra rằng các biến trong mô hình đều là chuỗi tích hợp bậc 1.
Bảng 3.1: Kết quả kiểm định ADF
Kết quả phân tích chuỗi thời gian cho các biến lnREER, lnGOV, lnM, lnNFA, lnOPEN, lnPROD và lnR cho thấy rằng các chuỗi lnREER, lnGOV, lnM, lnNFA, lnOPEN, lnPROD và lnR không dừng, trong khi các chuỗi d(lnREER), d(lnGOV), d(lnM), d(lnNFA), d(lnOPEN), d(lnPROD) và d(lnR) đều dừng Cụ thể, giá trị p_value của d(lnREER) là 0.0000, d(lnGOV) là 0.0003, d(lnM) là 0.0000, d(lnNFA) là 0.0000, d(lnPROD) là 0.0000 và d(lnR) là 0.0000, cho thấy sự hiện diện của tính dừng trong các chuỗi sai phân.
(Nguồn: Tính toán từ Eview 9) h
Kỹ thuật đồng liên kết của Johansen
Việc xác định độ trễ tối ưu cho mô hình đồng liên kết và các mô hình hiệu chỉnh sai số ECM là rất quan trọng Độ trễ tối ưu được lựa chọn thông qua việc phân tích độ nhạy của mô hình VAR với các số độ trễ khác nhau của các biến, như thể hiện trong Bảng 3.2.
Bảng 3.2: Lựa chọn độ trễ tối ưu Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ
5 1072.818 63.30908 3.40e-20 -26.05771* -17.48517 -22.68609 LR: sequential modified LR test statistic
HQ: Hannan-Quinn information criterion
(Nguồn: Tính toán từ Eview 9)
Dựa trên các tiêu chuẩn kiểm định LR, sai số dự báo cuối cùng (FPE), tiêu chuẩn thông tin Schwarz (SC) và tiêu chuẩn Hannan – Quinn (HQ), độ trễ tối ưu trong mô hình VECM được xác định là 2 Tất cả các biến trong mô hình đều là chuỗi tích hợp bậc 1, và quy trình kiểm định đồng liên kết theo Johansen đã được áp dụng thông qua kiểm định Trace và kiểm định giá trị riêng cực đại Max – Eigen Kết quả cho thấy có mối quan hệ đồng liên kết (đồng tích hợp) giữa các biến trong dài hạn với mức ý nghĩa α = 5%.
Bảng 3.3: Kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen
Số phương trình đồng tích hợp giả định
Thống kê Trace p_value Thống kê
(Nguồn: Tính toán từ Eview 9)
Kết quả hồi quy VECM
Kết quả phân tích đồng liên kết của Johansen cho thấy mô hình VECM ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa các biến, đồng thời chỉ ra sai số hiệu chỉnh trong ngắn hạn, như được trình bày trong Bảng 3.4.
Bảng 3.4: Kết quả ước lượng mô hình VECM
Hệ số đồng liên kết chuẩn hóa lnREER lnGOV lnM lnNFA lnOPEN lnPROD lnR C
Hệ số hiệu chỉnh d(lnREER) d(lnGOV) d(lnM) d(lnNFA) d(lnOPEN) d(lnPROD) d(lnR)
-0.297244 (0.91970) [-0.32320] Chú thích: sai số chuẩn của ƣớc tính đƣợc thể hiện trong ngoặc đơn, trị thống kê t đƣợc thể hiện trong dấu ngoặc vuông
(Nguồn: Tính toán từ Eview 9)
Từ kết quả ước lượng VECM ở bảng 3.4, phương trình cân bằng dài hạn của REER đƣợc viết lại nhƣ sau: h lnREER = 6.006230 + 0.485747 lnGOV – 1.012110 lnM – 0.167920 lnNFA + 2.417631 lnOPEN + 1.126212 lnPROD – 0.186041 lnR (3.1)
Giá trị tới hạn của phân phối Student với 65 bậc tự do, tương ứng với 66 quan sát sau khi điều chỉnh từ mô hình VECM, được xác định ở các mức ý nghĩa α khác nhau.
= 1%, α = 5% và α = 10% lần lƣợt là 2.653604469, 1.997137908 và 1.668635976 Nhƣ vậy có thể thấy tất cả các biến trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (GOV, NFA) và 1% (M, OPEN, PROD, R).
Kiểm định tính bền vững của mô hình
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
(Nguồn: Eview 9) Đồ thị 3.1: Kiểm định nghiệm đặc trưng AR
Kết quả kiểm định nghiệm đặc trưng AR cho thấy tất cả các nghiệm của đa thức đặc trưng đều nằm trong vòng tròn đơn vị, chứng tỏ rằng các ước lượng thu được là bền vững Ngoài ra, mô hình cũng đã vượt qua các kiểm định trên phần dư, bao gồm kiểm định tính dừng, kiểm định phương sai thay đổi và kiểm định tự tương quan với mức ý nghĩa α = 1%.
Bảng 3.5: Kiểm định mô hình VECM
Trị thống kê tau p_value Kết luận
-7.289159 0.0000 Chuỗi phần dƣ là chuỗi dừng
Kiểm định tự tương quan
Bậc LM–Stat p_value Kết luận
1 36.11137 0.9144 Không có tự tương quan bậc 1
2 56.00196 0.2288 Không có tự tương quan bậc 2
Kiểm định phương sai thay đổi (White test – No Cross Terms)
Chi-sq p_value Kết luận
841.8990 0.4751 Không tồn tại phương sai thay đổi
(Nguồn: Tính toán từ Eview 9)
3.5 Ƣớc tính sai lệch của tỷ giá hối đoái thực
Nghiên cứu áp dụng bộ lọc Hodrick-Prescott nhằm loại bỏ biến động ngẫu nhiên và tức thời trong ngắn hạn của chuỗi dữ liệu gốc, với hệ số làm nhẵn đề xuất là 50 (Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh, 2012; Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí, 2016) Qua đó, nghiên cứu thu được các giá trị ước lượng ổn định trong dài hạn của các biến giải thích Dựa trên các giá trị ổn định này và kết quả ước lượng từ phương trình (3.1), diễn biến của tỷ giá thực so với tỷ giá thực cân bằng dài hạn (EREER) được thể hiện qua đồ thị 3.2, cùng với mức độ sai lệch của tỷ giá thực trong thực tế so với tỷ giá thực cân bằng được trình bày qua đồ thị 3.3.
REER EREER Đồ thị 3.2: Diễn biến của REER so với EREER từ 2000 – 2016
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 Đồ thị 3.3: Mức độ sai lệch của tỷ giá thực qua các năm từ 2000 – 2016 h
Ƣớc tính sai lệch của tỷ giá hối đoái thực
4.1 Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam
Kết quả hồi quy từ phương trình (3.1) cho thấy tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê Hệ số ước lượng cho thấy độ mở của nền kinh tế là yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất đến tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực, tiếp theo là chênh lệch năng suất, quy mô cung tiền, chi tiêu của chính phủ, chênh lệch lãi suất và cuối cùng là tỷ lệ tài sản có ngoại tệ ròng.
Trong dài hạn, độ mở của nền kinh tế có ảnh hưởng mạnh đến tỷ giá hối đoái thực (REER), với việc tăng 1% độ mở có thể dẫn đến REER tăng tới 2.418% Điều này cho thấy rằng việc mở cửa nền kinh tế không chỉ giảm giá khu vực hàng hóa mậu dịch mà còn có tác động mạnh hơn đến cán cân thương mại Việt Nam đã ký kết nhiều Hiệp định thương mại tự do (FTA) quan trọng, với 16 hiệp định đang trong quá trình đàm phán và thực thi, trong đó 12 hiệp định đã được thông qua, bao gồm các hiệp định với Nhật Bản, Hàn Quốc, Chile, EU và TPP Sự tự do hóa thương mại đã làm giảm giá hàng hóa nhập khẩu, kéo theo giá cả trong nước giảm và làm tăng REER Nghiên cứu của Edwards (1997) cũng cho thấy rằng độ mở kinh tế cao giúp thu hút đầu tư và nâng cao khả năng tích lũy, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và năng lực sản xuất Dưới tác động của hiệu ứng Balassa – Samuelson, năng lực sản xuất tăng sẽ làm REER tăng lên, và Việt Nam hiện đang được đánh giá là điểm đến hấp dẫn cho đầu tư nước ngoài.
ĐÁNH GIÁ VÀ KẾT LUẬN
Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam
Kết quả hồi quy từ phương trình (3.1) cho thấy tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê Đáng chú ý, độ mở của nền kinh tế là yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất đến tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực, tiếp theo là chênh lệch năng suất, quy mô cung tiền, chi tiêu của chính phủ, chênh lệch lãi suất và cuối cùng là tỷ lệ tài sản có ngoại tệ ròng.
Trong dài hạn, độ mở của nền kinh tế tác động mạnh đến tỷ giá hối đoái thực (REER), với việc tăng 1% độ mở cửa có thể làm REER tăng tới 2.418% Việt Nam đã ký kết nhiều Hiệp định thương mại tự do (FTA) quan trọng, với 16 hiệp định đang trong quá trình đàm phán và thực thi, trong đó có 10 hiệp định đã có hiệu lực, như EVFTA và TPP Tự do hóa thương mại làm giảm giá hàng hóa trong nước, từ đó tăng REER Nghiên cứu của Edwards (1997) cho thấy mở cửa kinh tế giúp thu hút vốn đầu tư, thúc đẩy tăng trưởng và nâng cao năng lực sản xuất, dẫn đến REER tăng Việt Nam được xem là điểm đến hấp dẫn cho đầu tư nước ngoài, với dòng vốn ngoại đạt 35.88 tỷ USD năm 2017, tăng 44.4% so với năm trước Mặc dù mở cửa ngoại thương tạo ra nhiều cơ hội, nhưng cũng đặt ra thách thức cho nền kinh tế Tóm lại, độ mở của nền kinh tế có mối tương quan tích cực với REER, tương đồng với các nghiên cứu trước đó.
Chênh lệch năng lực sản xuất ảnh hưởng mạnh đến tỷ giá thực, chỉ sau độ mở của nền kinh tế, với hệ số hồi quy cho thấy năng suất tăng 1% sẽ làm REER tăng 1.126%, phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson Từ 2001 đến 2012, năng suất lao động Việt Nam tăng trung bình 5.3%/năm, trong đó chuyển dịch cơ cấu lao động đóng góp 49.8% vào tăng trưởng năng suất Sự chuyển dịch này từ ngành nông nghiệp sang công nghiệp và dịch vụ giải thích hiệu ứng Balassa – Samuelson tại Việt Nam Ngoài ra, từ năm 2000 đến 2015, thâm hụt thương mại lớn do nhập siêu chỉ được cải thiện từ năm 2012 Năng suất tăng kéo theo giá cả hàng hóa và dịch vụ nội địa tăng, gây áp lực lên cán cân thương mại và làm tăng tỷ giá hối đoái thực.
(Nguồn: Tổng cục thống kê, 2017) Đồ thị 4.1: Cân đối thương mại Việt Nam năm 2000 – 2015
Tỷ giá thực đa phương (REER) chịu ảnh hưởng lớn từ quy mô cung tiền (M), với hệ số hồi quy âm cho thấy sự gia tăng cung tiền gây áp lực lên giá cả hàng hóa trong nước, dẫn đến giảm REER Cụ thể, một sự gia tăng 1% trong quy mô cung tiền sẽ làm giảm tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực 1.012% Kết quả này phù hợp với nghiên cứu trước đây của Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) Ngoài ra, Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) cũng nhấn mạnh rằng chính sách tiền tệ mở rộng, qua việc gia tăng tín dụng nội địa, góp phần làm giảm REER.
Chi tiêu chính phủ có tác động đáng kể đến tỷ giá hối đoái thực, với việc tăng 1% trong chi tiêu chính phủ sẽ dẫn đến sự gia tăng 0.486% trong chỉ số REER.
Chi tiêu chính phủ tại Việt Nam có tác động tích cực đến REER, cho thấy rằng chính phủ ưu tiên đầu tư vào hàng hóa mậu dịch hơn là hàng hóa phi mậu dịch Kết quả này phù hợp với nghiên cứu trước đây của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012).
Mức chênh lệch lãi suất thực – R có tác động đến tỷ giá hối đoái thực, tuy nhiên mức độ ảnh hưởng khá nhỏ Cụ thể, khi chênh lệch lãi suất thực trong nước so với lãi suất nước ngoài tăng thêm 1%, REER sẽ giảm 0.186% Sự biến động này phản ánh rằng chênh lệch lãi suất thực chưa hoàn toàn thể hiện rõ ràng các thay đổi trong tỷ giá hối đoái tại Việt Nam, do chính sách kiểm soát dòng vốn ra nước ngoài và cơ chế điều hành tỷ giá của Chính phủ.
Tài sản có ngoại tệ ròng (NFA) ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực (REER) với hệ số hồi quy âm, cho thấy rằng NFA tăng 1% sẽ làm REER giảm 0.167% NFA phản ánh cán cân thanh toán và dòng chu chuyển vốn quốc tế; khi NFA tăng, vốn từ nước ngoài chảy vào Việt Nam, kỳ vọng tăng thu nhập nội địa và chi tiêu cho hàng hóa trong nước, dẫn đến tăng giá cả và giảm REER Các nghiên cứu trước đây cho thấy tác động của NFA đến tỷ giá không đồng nhất, với một số nghiên cứu hỗ trợ lý thuyết, trong khi những nghiên cứu khác lại cho kết quả ngược chiều Mặc dù hệ số ước lượng của NFA âm và có ý nghĩa thống kê, tác động của nó đến tỷ giá vẫn khá nhỏ Do đó, cần theo dõi thêm tác động của NFA đối với tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam trong tương lai.
Tất cả các hệ số ước lượng của các biến giải thích trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê và phù hợp với kỳ vọng ban đầu Mô hình đã vượt qua các kiểm định bền vững, chứng tỏ rằng cách tiếp cận mô hình tỷ giá cân bằng hành vi là hợp lý và có khả năng giải thích các biến động thực tế của tỷ giá hối đoái trong bối cảnh đặc thù của thị trường Việt Nam.
Mức độ sai lệch tỷ giá hối đoái thực của Việt Nam 29 TÀI LIỆU THAM KHẢO
Hệ số hiệu chỉnh của mô hình ECM âm và có ý nghĩa thống kê cho thấy tính ổn định dài hạn khi hệ số ước lượng nhỏ hơn 1 Điều này chỉ ra rằng nếu các yếu tố kinh tế vĩ mô làm tăng (hoặc giảm) tỷ giá thực trong quý này, thì trong quý tiếp theo, tỷ giá sẽ tự điều chỉnh để trở về mức cân bằng dài hạn Tuy nhiên, giá trị hiệu chỉnh chỉ khoảng -14%, cho thấy sự điều chỉnh về mức cân bằng của tỷ giá thực diễn ra chậm Nguyên nhân của hiện tượng này xuất phát từ giai đoạn từ năm
Từ năm 2000 đến 2016, tỷ giá được điều hành theo Quyết định số 65/QĐ-NHNN của Thống đốc Ngân hàng Nhà nước, cho phép các ngân hàng thương mại niêm yết tỷ giá giao dịch dựa trên tỷ giá trung tâm Tỷ giá trung tâm được xác định từ mức tỷ giá giao dịch thực tế bình quân trên thị trường ngoại tệ liên ngân hàng và có biên độ dao động hẹp, vào cuối năm 2016 là +/-3% Điều này dẫn đến việc tỷ giá điều chỉnh chậm sau những cú sốc, cho thấy rằng chính sách tỷ giá cần linh hoạt hơn để phản ánh kịp thời các biến động của thị trường trong dài hạn.
Bảng 4.1: Mức độ sai lệch tỷ giá hối đoái thực của Việt Nam giai đoạn 2000 – 2016 Độ lệch của tỷ giá Biên độ (%)
Từ năm 2000 đến 2016, tỷ giá thực đã có những biến động đáng chú ý, dao động quanh mức cân bằng với chu kỳ từ 1 đến 4 năm Biên độ dao động của tỷ giá khá rộng, với mức chênh lệch đạt đỉnh 18.23% vào quý 1 năm 2009 và chạm đáy -17.24% vào quý 4 năm 2016.
Trong giai đoạn nghiên cứu cuối, tỷ giá thực tế có xu hướng lệch khỏi giá trị cân bằng dài hạn, với độ lệch âm cho thấy đồng Việt Nam bị định giá cao hơn thực tế Tỷ giá hối đoái thấp hơn mức cân bằng làm giảm sức cạnh tranh hàng xuất khẩu, gây áp lực lên cán cân thương mại Việt Nam cần áp dụng các cơ chế và chính sách điều hành tỷ giá linh hoạt hơn để phản ánh sát diễn biến thị trường Nghiên cứu chỉ ra rằng các chính sách liên quan đến độ mở cửa nền kinh tế và năng suất có ảnh hưởng lớn nhất đến sự thay đổi tỷ giá Tuy nhiên, cần đánh giá thêm độ chính xác của kết quả hồi quy do hạn chế của bộ dữ liệu tại thị trường Việt Nam.
TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt:
1 Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh, 2012 Chênh lệch tỷ giá hối đoái thực đa phương và tỷ giá thực đa phương cân bằng của Việt Nam Tạp chí Ngân hàng, số 17, trang 31 – 42
2 Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí, 2016 Ước lượng mức độ sai lệch tỷ giá thực của Việt Nam giai đoạn 1997 – 2014: Cách tiếp cận từ mô hình tỷ giá hiệu lực cân bằng Tạp chí Những vấn đề Kinh tế và Chính trị thế giới, số 7(243), trang 55 – 67
3 Tổng cục Thống kê, 2016.Năng suất lao động của Việt Nam: Thực trạng và giải pháp Hà Nội: Nhà xuất bản Thống kê
4 Tổng cục Thống kê, 2017 Xuất nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam - Hội nhập và phát triển 2005-2015 Hà Nội: Nhà xuất bản Thống kê
5 Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định, 2013 Tài chính Quốc tế Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh
6 Vũ Quốc Huy và cộng sự, 2013 Tỷ giá hối đoái giai đoạn 2000 – 2011: Mức độ sai lệch và tác động đối với xuất khẩu Hà Nội: Nhà xuất bản Tri Thức
1 AbuDalu, A and Elgazoli, A I., 2013.The Long-run Determinants Variables of The Equilibrium Exchange Rates in The ASEAN-5 Economies Social Science
Research Network (SSRN) Available at: http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.2290494
2 Alberola, E and Tyrvọinen, T., 1998.Is There Scope For Inflation Differentials
In EMU?An Empirical Investigation of the Balassa-Samuelson Model in EMU Countries Moneda y Credito Symposium, 208, 65–103 h
Candelon, B et al, 2007 Long-Run Real Exchange Rate Determinants: Evidence From Eight New EU Member States 1993–2003 Journal of Comparative Economics, 35, 87–107
3 Canzoneri, M et al, 1996 Relative Labor Productivity and the Real Exchange Rate in the Long Run: Evidence for a Panel of OECD Countries NBER Working Paper No 5676
4 Clark, P B and MacDonald, R., 1998 Exchange Rates and Economic Fundamentals: A Methodological Comparison of BEERs and FEERs IMF Working Paper No 98/67 Washington: International Monetary Fund
5 De Gregorio, J et al, 1994 International Evidence on Tradables and Nontradables Inflation European Economic Review, 38(6), 1225-1244
6 Dufrenot, G J and Yohue, E B., 2005 Real Exchange Rate Misalignment : a Panel Co-Integration and Common Factor Analysis IMF Working Paper No 05/164 Whasingtion: International Monetary Fund
7 Edwards, S., 1998 Openness, Productivity and Growth: What Do We Really Know? Economic Journal, 108, 383-98
8 Elbadawi, I., and R Soto 1997 Theory and Empirics of Real Exchange Rates in Sub-Saharan Africa and Other Developing Countries Development Economics Research Group Washington: World Bank
9 Faruqee, H., 1995 Long-run Determinants of the Real Exchange Rate: A Stock- flow Perspective Staff Papers, International Monetary Fund, 42 (March), 80–
10 Frenkel, J A and Razin, A., 1987 Fiscal Policies and the World Economy: An
11 Intertemporal Approach Cambridge, Mass.: MIT Press
12 Gagnon, J., 1996 Net Foreign Assets and Equilibrium Exchange Rates: Panel Evidence Board of Governors of the Federal Reserve System International Finance Disc., Paper 574
13 Hsieh, D A., 1982 The Determination of the Real Exchange Rate: The Productivity Approach Journal of International Economics, 12(3/4), 355 – 362 h
14 MacDonald, R and Vieira, F., 2010 A Panel Data Investigation Of Real Exchange Rate Misalignment And Growth CESifo working paper Fiscal Policy, Macroeconomics and Growth, No 3061
15 Maeso-Fernandez, F et al, 2004 Towards The Estimation Of Equilibrium Exchange Rates For Cee Acceding Countries: Methodological Issues And A Panel Cointegration Perspective ECB Working Paper Series No 353
16 Marston, R., 1987 Real Exchange Rates and Productivity Growth in the United States and Japan Cambridge, MA 02138: MIT Press, 71-96
17 Montiel, P J., 1999 Determinants Of The Long-Run Equilibrium Exchange Rate: An Analytical Model Oxford: Oxford University Press
18 Shinji, T and Zongying, S., 2010 Dynamics Of Renminbi Misalignment" A Markov Switching Approach Osaka: School of Economics Osaka University
19 Wang, Y et al, 2007 Estimating Renminbi Equilibrium Exchange Rate Journal of Policy Modelling, 29(3), 417-429 h