Lý do ch ọn đề tài
Quốc tế hoá và toàn cầu hoá đang diễn ra mạnh mẽ, mang lại nguồn lực cho các quốc gia phát triển kinh tế, nhưng cũng tiềm ẩn nhiều rủi ro Tỷ giá hối đoái thực là thước đo quan trọng cho sức cạnh tranh, ảnh hưởng đến dòng thương mại và vốn quốc tế Việc định giá tỷ giá hối đoái thực quá cao hoặc quá thấp đều có thể gây ra những tác động tiêu cực cho nền kinh tế, như giảm sức cạnh tranh hàng nội địa hoặc gây lạm phát Tỷ giá hối đoái thực còn liên quan đến nhiều yếu tố vĩ mô khác, do đó, hiểu biết về nó là cần thiết để tránh rủi ro từ bên ngoài Chính sách tỷ giá là yếu tố quyết định cho sự thành bại trong quan hệ thương mại quốc tế, yêu cầu các nhà hoạch định chính sách phải nắm vững biến động tỷ giá để phát triển kinh tế hiệu quả Nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản là cần thiết, đặc biệt sau khi các mô hình tuyến tính không thể giải thích chính xác mối quan hệ này, như đã chỉ ra bởi nghiên cứu của Meese và Rogoff (1991) Tác giả thực hiện nghiên cứu "Mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam và Malaysia" nhằm tìm ra câu trả lời cho vấn đề này.
S ự cần thiết của đề tài
Để xây dựng chính sách tỷ giá hối đoái hiệu quả, mỗi quốc gia cần nghiên cứu các yếu tố cơ bản trong nền kinh tế ảnh hưởng đến sự biến động của tỷ giá hối đoái thực Việc xem xét các nhân tố này là cần thiết, vì chính sách tỷ giá sẽ chịu tác động lớn từ các yếu tố kinh tế Nếu không dự đoán đúng xu hướng tác động của những nhân tố này, chính sách tỷ giá có thể gặp thất bại Do đó, nghiên cứu tác động của các yếu tố kinh tế cơ bản đến tỷ giá hối đoái thực là vô cùng quan trọng.
M ục tiêu nghiên cứu
Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản là mối quan hệ tuyến tính hay phi tuyến?
Trong mô hình kinh tế, các yếu tố kinh tế cơ bản được lựa chọn làm biến đại diện cho nền kinh tế bao gồm tổng sản phẩm quốc nội (GDP), tỷ lệ thất nghiệp, lạm phát, và cán cân thương mại Để tính toán các biến này, GDP thường được xác định thông qua tổng giá trị hàng hóa và dịch vụ sản xuất trong một khoảng thời gian nhất định, tỷ lệ thất nghiệp được tính bằng cách chia số người thất nghiệp cho tổng lực lượng lao động, lạm phát được đo bằng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) hoặc chỉ số giá sản xuất (PPI), và cán cân thương mại là hiệu số giữa giá trị xuất khẩu và nhập khẩu.
Để kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản, cần áp dụng phương pháp nghiên cứu định lượng kết hợp với mô hình hồi quy Việc sử dụng dữ liệu thời gian dài sẽ giúp phân tích các yếu tố tác động một cách chính xác Ngoài ra, cần chú trọng đến việc lựa chọn biến độc lập phù hợp để đảm bảo tính chính xác của kết quả nghiên cứu.
Chiều hướng tác động của từng yếu tố kinh tế cơ bản lên tỷ giá hối đoái thực như thế nào?
Phương pháp nghiên cứu
Phân tích định lượng được thực hiện để khám phá mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản tại Việt Nam và Malaysia thông qua mô hình ARDL.
Tác giả sẽ áp dụng kiểm định ADF để xác định tính dừng của các biến gốc Nếu kết quả cho thấy các biến là hỗn hợp của chuỗi dừng ở sai phân bậc 0 và bậc 1, mô hình ARDL sẽ là lựa chọn phù hợp cho nghiên cứu này.
Mô hình ARDL được sử dụng để kiểm định tính đồng liên kết và ước lượng phương trình đồng liên kết giữa tỷ giá thực hiệu lực đa phương và các yếu tố kinh tế cơ bản Nếu không phát hiện mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính, sẽ chuyển sang kiểm định mối quan hệ phi tuyến Để kiểm định mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế, tác giả áp dụng thuật toán ACE để biến đổi các biến, nhằm giải quyết vấn đề hồi quy khi mối quan hệ không phải là tuyến tính, hỗ trợ cho việc chạy mô hình ARDL.
Mô hình ARDL được áp dụng để kiểm định mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến sau khi chuyển đổi Nếu phát hiện có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính, tác giả kết luận rằng tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa các biến gốc Điều này cho thấy tỷ giá hối đoái thực hiệu lực có sự liên quan phi tuyến với các yếu tố kinh tế cơ bản.
Tác giả thực hiện kiểm định mô hình thông qua một số phương pháp, bao gồm kiểm định Breusch-Pagan để đánh giá phương sai thay đổi, kiểm định Breusch-Godfrey nhằm kiểm tra tự tương quan, và kiểm định Cusum cùng Cusum of Square để xác định sự ổn định của mô hình nghiên cứu Ngoài ra, kiểm định Ramsey được sử dụng để kiểm tra tính phù hợp của dạng hàm.
Ph ạm vi nghiên cứu
Tác giả nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản tại Việt Nam và Malaysia Nghiên cứu tập trung vào ảnh hưởng của các yếu tố như PROD (chênh lệch năng suất), TOT (tỷ lệ mậu dịch), GEXP (chi tiêu chính phủ), OPEN (độ mở của nền kinh tế) và NFA (tài sản nước ngoài ròng) đối với tỷ giá hối đoái thực hiệu lực của đồng VND và MYR tại hai thị trường này.
D ữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu theo quý của Việt Nam và Malaysia với 5 đối tác thương mại lớn của hai nước giai đoạn Q1.2000 – Q3.2014 từ nguồn IFS IMF, DOTS IMF và GOS
Năm đối tác thương mại lớn của Việt Nam: Trung Quốc, Úc, Hồng Kông, Hàn Quốc và Singapore
Năm đối tác thương mại lớn của Malaysia: Trung Quốc, Nhật Bản, Hoa Kỳ, Singapore và Hàn Quốc.
B ố cục bài nghiên cứu
Bài nghiên cứu được chia làm 5 chương:
Chương 1: Giới thiệu Chương 2: Tổng quan về các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa TGHĐ thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản
Chương 3: Dữ liệu và mô hình nghiên cứu Chương 4: Kiểm định mối quan hệ giữa TGHĐ thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản của Việt Nam và Malaysia giai đoạn 2000q1-2014q3
M ối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản
Nghiên cứu của Balassa và Samuelson (1964) chỉ ra rằng trong các nền kinh tế công nghiệp, năng suất trong lĩnh vực phi thương mại thường tăng chậm hơn so với lĩnh vực thương mại Sự khác biệt này dẫn đến việc giá cả hàng hóa phi thương mại và thương mại giảm với mức độ khác nhau Khi sự chênh lệch trong gia tăng năng suất gia tăng, tỷ giá hối đoái cũng bị định giá cao hơn Do đó, sự khác biệt trong năng suất giữa hàng hóa thương mại và phi thương mại có ảnh hưởng trực tiếp đến tỷ giá hối đoái thực.
Edwards' (1988) study, "Real and Monetary Determinants of Real Exchange Rate Behavior: Theory and Evidence from Developing Countries," investigates the real exchange rate and fundamental economic factors in developing economies, focusing on three types of goods: exportables, importables, and non-tradables The selected fundamental economic factors include external terms of trade, the ratio of government consumption on non-tradables to GDP, a proxy for import tariffs, a measure of technological progress, capital inflows, and other fundamentals like the investment-to-GDP ratio The empirical evidence presented by the author demonstrates that real exchange rates are significantly influenced by these fundamental economic factors.
Nghiên cứu của Meese và Rose (1989) về tỷ giá hối đoái cho thấy không có mối quan hệ tuyến tính hay phi tuyến nào giữa tỷ giá và các yếu tố kinh tế cơ bản như tiền tệ, sản lượng quốc nội và thặng dư cán cân thương mại Họ đã sử dụng đồng liên kết và thuật toán ACE để phân tích, nhưng kết quả không xác định được sự liên quan nào giữa các biến này.
Câu hỏi về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản vẫn chưa có câu trả lời thuyết phục, đặc biệt là sau nghiên cứu của Meese và Rose (1989) Nghiên cứu của Chinn (1991) đã cung cấp cái nhìn tổng quát về mối quan hệ này, xét cả hai phương diện tuyến tính và phi tuyến Các yếu tố kinh tế cơ bản được Chinn lựa chọn bao gồm cổ phiếu bằng tiền, thu nhập, tỷ lệ lãi suất, tỷ lệ lạm phát và cổ phiếu bất động sản Ông đã áp dụng thuật toán ACE trong mô hình phi tuyến để chẩn đoán và dự báo, kết hợp với mô hình đồng liên kết ARDL Kết quả thực nghiệm cho thấy các mô hình tuyến tính không đạt hiệu quả cao trong việc xác định mối quan hệ này, trong khi mô hình phi tuyến mang lại kết quả dự báo tốt hơn.
Kết quả nghiên cứu của Chinn được củng cố hơn trong nghiên cứu của Clark và MacDonald (1998) (Exchange Rates and Economic Fundamentals:
Bài viết so sánh phương pháp BEER (tỷ giá hối đoái thực cân bằng hành vi) và FEER (tỷ giá cân bằng yếu tố kinh tế cơ bản) BEER được sử dụng phổ biến để phân tích biến động của tỷ giá thực theo thời gian, thay vì tỷ giá cân bằng trong trung và dài hạn Phương pháp này dựa trên điều kiện ngang giá lãi suất không có bảo hiểm thực, tức là sử dụng tỷ giá thực đa phương như biến số chính trong mô hình, thay vì tỷ giá danh nghĩa.
Exchange Rate) FEER là phương pháp xác định tỷ giá cân bằng trong trung hạn
Tỷ giá cân bằng FEER được xác lập khi nền kinh tế đạt cân bằng bên trong và bên ngoài, đảm bảo công ăn việc làm và giá cả ổn định, với cán cân vãng lai ở mức bền vững Tỷ giá này phụ thuộc vào các yếu tố kinh tế cơ bản, trong khi các yếu tố chu kỳ ngắn hạn bị loại bỏ Nghiên cứu đã kiểm định mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các nhân tố kinh tế cơ bản tại ba thị trường phát triển: Hoa Kỳ, Đức và Nhật Bản Các yếu tố được lựa chọn bao gồm tỷ lệ mậu dịch, tương quan giá cả giữa hàng hóa thương mại và phi thương mại, tài sản nước ngoài ròng, chứng khoán nợ của chính phủ và tỷ lệ lãi suất thực Kết quả cho thấy mặc dù mức độ tác động của các yếu tố này khác nhau ở từng thị trường, nhưng hầu hết đều có tác động cùng chiều đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực, đặc biệt là tài sản nước ngoài ròng, với sự gia tăng trong tài sản này dẫn đến sự gia tăng đáng kể trong tỷ giá hối đoái thực hiệu lực Mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các yếu tố kinh tế cơ bản được khẳng định một lần nữa.
Tỷ giá hối đoái thực bị ảnh hưởng bởi các yếu tố kinh tế cơ bản, và mối quan hệ này thường được coi là phi tuyến, hợp lý hơn so với mối quan hệ tuyến tính Tuy nhiên, thách thức đối với các nhà nghiên cứu là việc lựa chọn các yếu tố đại diện cho nền kinh tế Mặc dù nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản là phi tuyến trong dài hạn, mỗi tác giả lại có cách lựa chọn các yếu tố khác nhau.
Nghiên cứu của Froot và Rogoff (1994) đã xem xét ảnh hưởng của các yếu tố cung và cầu tới tỷ giá hối đoái thực trong dài hạn, cho thấy chênh lệch năng suất có tác động đáng kể, trong khi chi tiêu chính phủ và thu nhập ít ảnh hưởng theo thời gian De Gregorio và cộng sự (1994) mở rộng phân tích, chỉ ra rằng tỷ lệ mậu dịch cũng ảnh hưởng quan trọng đến sự thay đổi của tỷ giá hối đoái thực, mặc dù chênh lệch năng suất và chi tiêu chính phủ vẫn là các yếu tố chủ chốt Ngược lại, nghiên cứu của Wolf cho thấy nhân tố thu nhập tác động không đáng kể so với các cú sốc thương mại.
Nghiên cứu Montiel (1999) về tỷ giá hối đoái thực hiệu lực đã tổng hợp các yếu tố ảnh hưởng từ các nghiên cứu trước và bằng chứng thực nghiệm của chính mình Montiel đã xác định những yếu tố kinh tế cơ bản như chênh lệch năng suất, tỷ lệ mậu dịch, tài sản nước ngoài ròng, độ mở cửa của nền kinh tế và mức chi tiêu chính phủ để đại diện cho ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái.
Các nghiên cứu về mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản đã được phát triển mạnh mẽ, với nhiều công trình tiêu biểu như của Ma và Kanas (2000), Grauwe và Vansteenkiste (2006), cũng như Tang và Zhou (2013).
Nh ững nghiên cứu tiêu biểu về mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái và các
và các yếu tố kinh tế cơ bản trong thời gian gần đây
2.2.1 Nghiên cứu của Ma and Kanas (2000) “Testing for a nonlinear relationship among fundamentals and exchange rates in ERM”
Trong bài nghiên cứu này, tác giả đề xuất hai thử nghiệm phi tham số để 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 đồng liên kết phi tuyến, cho thấy mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá và các yếu tố kinh tế Thử nghiệm thứ hai, quan hệ nhân quả phi tuyến Granger, phát hiện mối quan hệ động bằng cách xem xét ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế trong quá khứ lên tỷ giá hiện tại và tương lai Bằng chứng về quan hệ nhân quả phi tuyến chứng minh mối quan hệ động dài hạn giữa tỷ giá và yếu tố kinh tế, nhưng cần lưu ý rằng loại hình phi tuyến có thể do bong bóng thị trường, vì vậy tác giả đã kiểm định theo mô hình ARFIMA để loại bỏ tác động này.
Nghiên cứu của tác giả chỉ ra rằng mặc dù không xác định được chiều hướng và độ lớn tác động của các yếu tố kinh tế cơ bản lên tỷ giá hối đoái thực, nhưng vẫn tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến kinh tế cơ bản như tiền tệ và sản lượng Cụ thể, trong trường hợp Hà Lan-Đức, có sự đồng liên kết phi tuyến giữa tỷ giá và cung tiền, cho thấy mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản Đối với Pháp-Đức, tác giả phát hiện mối quan hệ nhân quả Granger phi tuyến giữa đồng France và tỷ giá FFr/DM, khẳng định mối quan hệ linh hoạt giữa các yếu tố kinh tế cơ bản và tỷ giá hối đoái DM/FFR Kết quả này hỗ trợ giả thuyết về sự thống trị của đồng tiền Đức trong khối EU Sử dụng mô hình ARFIMA, tác giả cũng chứng minh rằng mối quan hệ phi tuyến không phải do bong bóng thị trường.
2.2.2 Nghiên cứu của Grauwe và Vansteenkiste (2006) “Exchange rates and Fundamentals: A Non – Linear Relationship”
Tác giả nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến tính giữa tỷ giá hối đoái danh nghĩa và các yếu tố kinh tế cơ bản bằng cách mở rộng mô hình chuyển đổi Markov theo McConnell và Perez Quiros (2000) cũng như Dewachter (2001), sử dụng mẫu từ các nước có lạm phát thấp và cao Kết quả cho thấy, tại các nước lạm phát cao, mối quan hệ này ổn định, trong khi ở các nước lạm phát thấp lại không như vậy Để giải thích hiện tượng này, tác giả phát triển mô hình phi tuyến tính dựa trên chi phí giao dịch, từ đó làm sáng tỏ bản chất của mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và yếu tố kinh tế cơ bản Mức độ lạm phát cũng được cho là ảnh hưởng đến tính chất phi tuyến tính của tỷ giá hối đoái Tác giả thu thập dữ liệu theo tháng cho các nước lạm phát thấp như Đức, Pháp, Ý, Nhật Bản, Vương quốc Anh và Hoa Kỳ, trong khi cho các nước lạm phát cao như Argentina, Bolivia, Brazil, Chile, Colombia và Ecuador, sử dụng tỷ giá hối đoái chính thức và tỷ giá hối đoái do thị trường quyết định Việc sử dụng tỷ giá hối đoái song song giúp loại bỏ các tác động chính sách của chính phủ Cuối cùng, tác giả xác định thời gian mẫu cho tỷ giá hối đoái trong nước lạm phát cao trong giai đoạn thả nổi, mở rộng phân tích dựa trên thông tin từ Ngân hàng Phát triển Liên Mỹ Latinh.
Nghiên cứu chỉ ra rằng ở các nước có lạm phát cao, mô hình nghiên cứu đầu tiên về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản cho thấy sự ổn định, với mối quan hệ tuyến tính giữa chúng Ngược lại, ở các nước có lạm phát thấp, các yếu tố kinh tế cơ bản ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái theo thời gian, dẫn đến mối quan hệ phi tuyến Tác giả mở rộng mô hình nghiên cứu chi phí giao dịch, cho rằng trong nền kinh tế lạm phát cao, khi cú sốc từ các yếu tố kinh tế cơ bản thấp hơn chi phí giao dịch, tác động của chúng đến tỷ giá hối đoái giảm, tạo ra sự ổn định Trong khi đó, ở các nước lạm phát thấp, chi phí giao dịch thấp hơn cho phép các cú sốc này có ảnh hưởng lớn hơn, dẫn đến sự biến động của tỷ giá hối đoái theo thời gian.
2.2.3 Nghiên c ứu của Tang và Zhou (2013) “Nonlinear relationship between the real exchange rate and economic fundamentals: Evidence from China and Korea”
Bài viết này nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực của đồng Nhân dân tệ Trung Quốc và đồng Won Hàn Quốc với các yếu tố kinh tế cơ bản, sử dụng dữ liệu từ quý 1 năm 1980 đến quý 4 năm 2009 Tác giả áp dụng thuật toán ACE để chuyển đổi biến và kiểm định ARDL với các yếu tố như chênh lệch năng suất, tỷ lệ mậu dịch, độ mở nền kinh tế, chi tiêu chính phủ và tài sản nước ngoài ròng Kết quả cho thấy tồn tại mối quan hệ phi tuyến đồng tuyến tính giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản ở Trung Quốc và Hàn Quốc, với độ đàn hồi của tỷ giá thay đổi theo thời gian, khác với các mối quan hệ tuyến tính thông thường.
Theo tác giả, các yếu tố kinh tế cơ bản được lựa chọn có ảnh hưởng đáng kể đến tỷ giá thực hiệu lực, trong đó tỷ lệ mậu dịch có tác động mạnh nhất so với các yếu tố khác.
Nghiên cứu của tác giả chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực có mối quan hệ phi tuyến tính với các yếu tố kinh tế cơ bản Cụ thể, chênh lệch năng suất ảnh hưởng tích cực đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực trong suốt thời gian nghiên cứu, trong khi tỷ lệ mậu dịch cũng tác động theo chiều hướng tích cực Độ mở thương mại có ảnh hưởng phức tạp, với tác động thường dẫn đến việc giảm giá tỷ giá hối đoái thực khi các quốc gia mở cửa hoàn toàn nền kinh tế, nhưng có thể gây ra tăng giá hối đoái thực ngắn hạn trong giai đoạn đầu của quá trình tự do hóa Ngoài ra, chi tiêu chính phủ có tác động tiêu cực đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực, cho thấy mối lo ngại về tính bền vững khi chi tiêu cao kéo dài, có thể làm suy yếu tăng trưởng kinh tế và làm mất giá đồng nội tệ Cuối cùng, tài sản nước ngoài ròng cũng ảnh hưởng tiêu cực đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực.
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của đồng nhân dân tệ Trung Quốc phản ứng mạnh mẽ với sự thay đổi của các yếu tố kinh tế cơ bản, đặc biệt là tỷ lệ mậu dịch, hơn so với tỷ giá hối đoái thực Ngược lại, đối với đồng Won Hàn Quốc, tỷ giá hối đoái danh nghĩa lại phản ứng mạnh mẽ hơn tỷ giá hối đoái thực khi có sự biến động của các yếu tố kinh tế Điều này cho thấy tác động tổng thể của các yếu tố kinh tế đến tỷ giá hối đoái của đồng nhân dân tệ mạnh mẽ hơn so với đồng Won Hàn Quốc, phản ánh sự khác biệt trong tỷ giá hối đoái thực giữa hai thị trường với chế độ tỷ giá khác nhau Mặc dù cả hai nước đều có mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản, nhưng phản ứng của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với các yếu tố này là hoàn toàn khác nhau.
D ữ liệu nghiên cứu
Tác giả nghiên cứu Việt Nam và Malaysia do cả hai quốc gia đều nằm trong khu vực Đông Nam Á và đã áp dụng cơ chế điều hành tỷ giá neo cố định theo USD trong thời gian dài Cơ chế này làm hạn chế lựa chọn chính sách và không đủ khả năng cải thiện cán cân thương mại bền vững Việc giữ tỷ giá cố định quá lâu không tạo động lực phát triển cho ngành công nghiệp hỗ trợ trong nước và không khuyến khích gia tăng hàm lượng công nghệ cũng như giá trị gia tăng của hàng xuất khẩu Do đó, cần thiết phải chuyển sang cơ chế điều hành tỷ giá linh hoạt hơn.
Theo Nghị định 70/2014/NĐ-CP có hiệu lực từ 5/9/2014, chế độ tỷ giá hối đoái của đồng Việt Nam là chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý, được Ngân hàng Nhà nước xác định dựa trên rổ tiền tệ của các nước có quan hệ thương mại với Việt Nam Malaysia, từ năm 2005, đã áp dụng chế độ tỷ giá định giá so với giỏ tiền tệ, đạt được nhiều thành tựu kinh tế và trở thành một trong những nền kinh tế năng động nhất Đông Nam Á Sau khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1998, Malaysia kiểm soát vốn chặt chẽ, theo đuổi tỷ giá cố định và không cho phép giao dịch quốc tế đồng Ringgit, từ đó có chính sách tiền tệ độc lập hơn Tuy nhiên, kiểm soát vốn có thể khiến nhà đầu tư lo ngại về khả năng bị kiểm soát trong tương lai, điều này có thể cản trở dòng vốn Ngày 21/7/2005, NHTW Malaysia đã công bố loại bỏ việc neo giá đồng Ringgit theo USD, chuyển sang chế độ tỷ giá định giá so với giỏ tiền tệ, từ đó khôi phục tính độc lập của chính sách tiền tệ và thiết lập chính sách lãi suất phù hợp với tình hình trong nước.
Trong bối cảnh kinh tế thế giới phức tạp, các cuộc khủng hoảng kinh tế là điều không thể tránh khỏi, đòi hỏi các nhà hoạch định chính sách phải đưa ra các biện pháp kịp thời và hiệu quả để giúp nền kinh tế vượt qua khó khăn Malaysia, với tinh thần vượt khó, là một ví dụ điển hình Nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các nhân tố kinh tế cơ bản tại Việt Nam và Malaysia sẽ giúp các nhà kinh tế Việt Nam nhận diện những điểm tương đồng và khác biệt, từ đó rút ra bài học quý giá trong việc thực hiện các chính sách tỷ giá hối đoái nhằm đạt hiệu quả tối ưu nhất.
Dữ liệu theo quý từ Q1.2000 đến Q3.2014 cho thấy mối quan hệ thương mại giữa Việt Nam và Malaysia với năm đối tác lớn: Việt Nam có Trung Quốc, Úc, Hồng Kông, Hàn Quốc và Singapore, trong khi Malaysia có Trung Quốc, Nhật Bản, Hoa Kỳ, Singapore và Hàn Quốc Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực được xác định bởi 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 nền kinh tế (OPEN) và tỷ lệ mậu dịch (TOT) Dữ liệu này được thu thập từ nguồn IFS IMF, DOTS IMF và GOS, cung cấp cái nhìn sâu sắc về động lực kinh tế của hai quốc gia trong giai đoạn này.
Mô hình nghiên c ứu
Nghiên cứu tỷ giá thực ở trạng thái cân bằng đã áp dụng nhiều phương pháp khác nhau Edwards (1989) phân tích sâu về việc xác định tỷ giá thực và phát triển mô hình hành vi động của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực, liên quan đến các yếu tố như thương mại, tiêu dùng chính phủ, thuế nhập khẩu, tiến bộ công nghệ, dòng vốn và các yếu tố khác Clark và Macdonald (1998) giới thiệu phương pháp hành vi cân bằng thị trường ngoại tệ (BIA) như một khuôn khổ mới cho phân tích thực nghiệm, xây dựng mô hình liên kết 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 ròng Mặc dù các biến được chọn dựa trên lý thuyết vững chắc, mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế có thể khác nhau tùy theo lý thuyết áp dụng Các mô hình thông số kỹ thuật khác nhau với biến giải thích đa dạng đã được sử dụng để ước tính tỷ giá hối đoái thực ở trạng thái cân bằng.
Montiel (1999) đã phát triển một mô hình tổng hợp để xác định tỷ giá hối đoái thực cân bằng dài hạn, dựa vào các giá trị trạng thái ổn định của các biến đã xác định và giá trị lâu dài của các biến số chính sách cùng biến ngoại sinh Mô hình này phân loại các yếu tố ảnh hưởng thành bốn nhóm Nhóm đầu tiên liên quan đến các yếu tố cung trong nước, đặc biệt là hiệu ứng Balassa-Samuelson do sự tăng trưởng năng suất nhanh hơn ở ngành hàng thương mại so với phi thương mại Nhóm thứ hai đề cập đến cấu trúc chính sách tài khóa, như những thay đổi vĩnh viễn trong chi tiêu chính phủ giữa hàng hóa thương mại và phi thương mại Nhóm thứ ba bao gồm các thay đổi trong môi trường kinh tế quốc tế, như điều kiện bên ngoài của nền kinh tế thương mại, dòng chuyển vốn, lạm phát và lãi suất thực tế Cuối cùng, nhóm thứ tư liên quan đến chính sách tự do hóa thương mại, như giảm trợ cấp xuất khẩu, có thể tác động đến tỷ giá hối đoái thực dài hạn.
Bài viết này áp dụng phương pháp tiếp cận của Menzie David Chinn (1991) để phân tích các đặc điểm kỹ thuật thực nghiệm Hành vi của tỷ giá thực hiệu lực (REER) giữa VNĐ và Ringgit được xác định bởi một tập hợp các yếu tố kinh tế cơ bản.
REER = f (PROD, TOT,GEXT,OPEN,NFA)
Các biến bên phải đại diện cho sự tăng trưởng năng suất, thương mại, chi tiêu chính phủ, mở cửa kinh tế và tài sản nước ngoài ròng, được lựa chọn theo hướng dẫn của Montiel (1999) và dựa trên dữ liệu có sẵn.
3.2.2 Thuật Toán ACE (Alternating conditional expectation)
Thuật toán ACE được sử dụng để giải quyết các vấn đề phát sinh khi áp dụng mô hình phi tuyến tính, vì mô hình này có sự đa dạng và có thể gặp phải trường hợp phi tuyến giả tạo ACE cho phép chuyển đổi biến quan sát nhằm khám phá các mối quan hệ phi tuyến tính tiềm ẩn, đồng thời cải thiện đáng kể độ phù hợp của mô hình so với các mô hình tuyến tính thông thường (Wang và Murphy, 2004).
Công thức chung của một mô hình hồi quy tuyến tính cho p biến độc lập bao gồm 𝑋𝑋1, 𝑋𝑋2, …, 𝑋𝑋𝑝𝑝và một biến phụ thuộc Y được trình bày bằng phương trình:
Trong mô hình hồi quy, các hệ số 𝛽0, 𝛽1, …, 𝛽p được ước tính để phản ánh mối quan hệ giữa biến phụ thuộc Y và các biến độc lập X1, X2, …, Xp Mô hình này giả định rằng Y là kết quả của sự kết hợp các hiệu ứng tuyến tính từ các biến độc lập cùng với một sai số ngẫu nhiên ε.
Hồi quy bội thông thường yêu cầu giả định mối quan hệ tuyến tính giữa các biến, nhưng nếu giả định này không chính xác, kết quả có thể sai lệch và gây hiểu nhầm Điều này dẫn đến việc tìm kiếm các kỹ thuật hồi quy phi tham số, nhằm khắc phục những hạn chế của hồi quy tuyến tính tham số khi mối quan hệ giữa các biến không rõ ràng hoặc không chính xác.
Các phương pháp hồi quy phi tham số là giải pháp hiệu quả cho các biến không có mối quan hệ tuyến tính Mô hình hồi quy ACE có công thức tổng quát: θ(Y) = α + ∑ 𝑝𝑝 𝑖𝑖=1 ỉ 𝑖𝑖 (𝑋𝑋𝑖𝑖) + ε.
Trong đú θ là hàm số của biến phụ thuộc Y, và ỉ𝑖𝑖 là hàm số của biến độc lập
Mô hình ACE ước tính các hàm số cho từng biến riêng biệt trong một không gian p chiều X = (𝑋𝑋1, 𝑋𝑋2, …, 𝑋𝑋𝑝𝑝) bằng cách thay thế các ước tính hàm tuyến tính Phương pháp này sử dụng phương pháp lặp để giảm thiểu sai số không giải thích được trong mối quan hệ tuyến tính giữa các biến phụ thuộc và biến độc lập Đối với một tập dữ liệu với biến độc lập Y và các biến phụ thuộc 𝑋𝑋1, 𝑋𝑋2, …, 𝑋𝑋𝑝𝑝, thuật toán ACE bắt đầu bằng việc xác định các triển khai ngẫu nhiên có kỳ vọng bằng 0 cho θ (Y), ỉ1(𝑋𝑋1), …, ỉ𝑝𝑝(𝑋𝑋𝑝𝑝) Phương sai 𝜀𝜀 2 không được giải thích bởi hồi quy của biến phụ thuộc vào tổng của các biến độc lập, theo đó E[𝜃𝜃 2 (Y)] = 1.
Tối thiểu hóa 𝜀𝜀 2 được thực hiện thông qua các việc thực hiện tối thiểu hóa các hàm số đơn, kết quả là các phương trình:
Quá trình toán học cơ bản bao gồm việc thực hiện kỳ vọng có điều kiện và lặp lại cho đến khi đạt được cực tiểu, dẫn đến thuật toán được gọi là xen kẽ có điều kiện Sau khi thực hiện chuyển đổi, các biến ∅𝑖(𝑋𝑖) với i=1,2,…,p sẽ trở thành ∅𝑖 ∗(𝑋𝑖) Trong không gian tối ưu, biến phụ thuộc θ(Y) sẽ được chuyển đổi thành: θ*(Y) = α + ∑ ∅ 𝑝 𝑖=1 ∅ 𝑖 ∗(𝑋𝑖) + e*.
Sai số ngẫu nhiên e* không thể loại bỏ khi áp dụng thuật toán ACE, với giả định rằng dữ liệu tuân theo phân phối chuẩn và có kỳ vọng bằng 0 Điều này dẫn đến sai số hồi quy tối thiểu e*.
Các phép chuyển đổi ACE tối ưu có nguồn gốc duy nhất từ dữ liệu nhất định và không yêu cầu giả định về mẫu hàm cho biến phụ thuộc hoặc các biến độc lập, cung cấp công cụ mạnh mẽ cho phân tích dữ liệu Thuật toán ACE có khả năng xử lý nhiều loại biến khác nhau, bao gồm cả biến phân loại (thứ tự hoặc không thứ tự), số nguyên và biến chỉ số mà không cần các tính toán bổ sung Đối với biến phân loại, chuyển đổi ACE được xem như ước lượng điểm số tối ưu cho mỗi cấp độ giá trị của biến, cho phép kết hợp các nhóm một cách chi tiết.
3.2.3 Kiểm định đồng liên kết ARDL (Autoregressive Distributed Lag)
Phương pháp ARDL, được phát triển bởi Pesaran và các cộng sự vào năm 1999 và 2001, là một mô hình phân phối tự hồi quy hiệu quả để ước lượng đồng liên kết tuyến tính trong dài hạn Mô hình này phù hợp khi các biến là sự kết hợp của các chuỗi dừng ở sai phân bậc 0 và sai phân bậc 1.
Ta có phương trình tổng quát:
Trong đó y là biến phụ thuộc y = ln(Y); x là biến độc lập x = ln(X); 𝜀𝜀𝑡𝑡 là nhiễu trắng
Bước đầu tiêu trong ước lượng bằng phương pháp ARDL là sử dụng phương pháp OLS đối với phương trình sau:
Trong đó 𝛿𝛿 và ∅𝑖𝑖 là các số nhân dài hạn, 𝜕𝜕𝑖𝑖 và 𝜃𝜃𝑖𝑖 là các hệ số trong ngắn hạn,
𝑢𝑢𝑡𝑡 là nhiễu trắng, p là số lượng độ trễ tối đa mà tác giả đưa vào mô hình
Sau khi ước lượng phương trình, tác giả áp dụng kiểm định F-Test để kiểm tra giả thiết rằng các số nhân dài hạn của các biến trễ \(y_{t-1}\) và \(x_{i,t-1}\) đều bằng 0 Giả thiết này được trình bày rõ ràng nhằm đánh giá mối quan hệ giữa các biến trong mô hình.
Bảng giá trị tới hạn do Pesaran và cộng sự (1999) cung cấp được tính toán dựa trên số lượng biến hồi quy và các giá trị định trước trong mô hình Trong đó, có hai mức giá trị tới hạn: giới hạn dưới và giới hạn trên Giới hạn dưới phản ánh mức giá trị tới hạn khi giả định tất cả các biến hồi quy đều có I(0), trong khi giới hạn trên được tính với giả định tất cả các biến đều có liên kết bậc 1, I(1) Nếu giá trị F-statistic tính toán vượt quá giới hạn trên, giả thuyết H0 bị bác bỏ, cho thấy không có mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến Ngược lại, nếu giá trị kiểm định thấp hơn giới hạn dưới, giả thuyết H0 được chấp nhận Khi giá trị F-statistic nằm giữa hai giới hạn, kết quả kiểm định không thể đưa ra kết luận do có thể liên quan đến bậc liên kết của các biến hồi quy.
Xây d ựng các biến trong mô hình
Trước khi xây dựng các biến trong mô hình, cần lưu ý rằng tỷ giá hối đoái thực hiệu lực phản ánh giá trị tương đối của các biến trong nước so với đối tác nước ngoài Do đó, chỉ có sự khác biệt giữa các biến trong nước và nước ngoài mới ảnh hưởng đến biến động của tỷ giá này Để đánh giá mối quan hệ cân bằng giữa tỷ giá thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản, tác giả sẽ nghiên cứu tỷ giá hối đoái thực đa phương thay vì chỉ tập trung vào tỷ giá hối đoái song phương.
Tương tự như việc tính toán tỷ giá hối đoái hiệu lực, tất cả các yếu tố kinh tế cơ bản được thể hiện bằng tỷ lệ tương đối giữa các biến nội địa và các biến tương tự của đối tác nước ngoài Các biến của đối tác nước ngoài được tính toán dựa trên bình quân gia quyền của các giá trị tương ứng từ các đối tác thương mại chính Trọng số được xác định theo thị phần thương mại của các đối tác nước ngoài đối với nước sở tại Đối với Việt Nam và Malaysia, tác giả đã xác định năm đối tác thương mại lớn nhất dựa trên tổng khối lượng thương mại song phương trong giai đoạn từ quý 1 năm 2000 đến quý 3 năm 2014, và thị phần thương mại của đối tác i trong năm t được tính theo công thức cụ thể.
1 𝑊𝑊𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡: là thị phần thương mại của đối tác i trong năm t đối với quốc gia H, trong đó: i=1,2,…,5
2 𝐹𝐹𝐹𝐹𝑖𝑖𝐻𝐻𝑡𝑡: là khối lượng thương mại của nước i với quốc gia H
3 𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐹𝐻𝐻𝑡𝑡: là tổng thương mại của quốc gia H với 5 đối tác kinh doanh lớn của mỗi quốc gia
4 𝐻𝐻: lần lượt biểu thị 2 quốc gia Việt Nam và Malaysia
3.3.1 Tỷ giá thực hiệu lực – tỷ giá thực đa phương (REER – Real Effective Exchange Rate)
Trong bài nghiên cứu, tác giả xác định tỷ giá hối đoái là số đơn vị ngoại tệ trên một đơn vị nội tệ, với sự gia tăng tỷ giá đồng nghĩa với việc đồng nội tệ được đánh giá cao hơn Có nhiều phương pháp nghiên cứu tỷ giá hối đoái thực như BEERS, FEER và REER Trong đó, BEER chỉ dự báo tỷ giá hối đoái thực trong ngắn hạn, FEER cho trung hạn, và REER thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá và các yếu tố kinh tế cơ bản Vì lý do này, tác giả đã chọn REER, được tính toán theo năm gốc 2010, làm biến đại diện cho tỷ giá thực Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực của nước H được tính theo công thức cụ thể.
1 𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝐻𝐻𝑡𝑡: Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực của quốc gia H trong thời điểm t
2 𝑃𝑃 : là chỉ số giá tiêu dùng (CPI): trong đó, 𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡 là chỉ số giá tiêu dùng của quốc gia H trong khoảng thời gian t, 𝑃𝑃𝑖𝑖𝑡𝑡 là chỉ số giá tiêu dùng của nước i (với i=1,2,…,5)
3 𝑅𝑅: là tỷ giá danh nghĩa của đồng đô la Mỹ: trong đó, 𝑅𝑅𝐻𝐻𝑡𝑡 : là tỷ giá danh nghĩa của đồng đô la Mỹ so với quốc gia H trong khoảng thời gian t, 𝑅𝑅𝑖𝑖𝑡𝑡 là tỷ giá danh nghĩa của đồng đô la Mỹ tại nước i trong khoảng thời gian t
3.3.2 Chênh lệch trong năng suất ( PROD – Difference in Productivity)
Tác giả áp dụng lý thuyết điển hình của Balassa và Samuelson (1964) để dự đoán rằng sự gia tăng năng suất trong lĩnh vực thương mại hàng hóa sẽ dẫn đến việc đánh giá cao tỷ giá thực của đồng tiền Điều này thường xảy ra khi giá hàng hóa không thể giao dịch tăng nhanh hơn so với giá hàng hóa có thể giao dịch Theo lý thuyết này, giá cả tương đối của hàng hóa phi thương mại so với hàng hóa thương mại thường được thể hiện qua chỉ số CPI - PPI hoặc GDP bình quân đầu người Nghiên cứu của Kim và Korhonen (2005) sử dụng GDP bình quân đầu người (PCGDP) để đại diện cho sự khác biệt về năng suất, trong khi PROD được tính theo công thức cụ thể.
1 𝑃𝑃𝑅𝑅𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡: sự khác biệt trong năng suất sản xuất của quốc gia H trong thời gian t
2 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃: thu nhập bình quân đầu người ; 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡 là thu nhập bình quân đầu người của quốc gia H trong thời gian t; 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃 𝑖𝑖𝑡𝑡 là thu nhập bình quân đầu người của nước i trong thời gian t
3.3.3 Tỷ lệ mậu dịch ( TOT – Term Of Trade)
Tỷ lệ mậu dịch là chỉ số đo lường chênh lệch giữa giá xuất khẩu và giá nhập khẩu của một quốc gia, giúp xác định lợi thế thương mại Tỷ lệ này phản ánh tác động của môi trường kinh tế quốc tế đến hoạt động ngoại thương, nhưng ảnh hưởng của nó đến tỷ giá hối đoái thực lại không rõ ràng do hai tác động trái ngược Thứ nhất, tác động thu nhập cho thấy khi điều kiện thương mại cải thiện, thu nhập từ xuất khẩu tăng, dẫn đến nhu cầu hàng hóa phi thương mại tăng và làm tăng tỷ giá hối đoái thực, tức là đồng nội tệ được định giá cao Thứ hai, hiệu ứng thay thế chỉ ra rằng sự cải thiện thương mại làm giảm giá hàng nhập khẩu, khiến một phần nhu cầu hàng hóa phi thương mại trong nước bị thay thế bởi hàng nhập khẩu, dẫn đến giá hàng hóa phi thương mại giảm và tỷ giá thực giảm, tức là đồng nội tệ mất giá.
Trong nghiên cứu này, tác giả đã áp dụng tỷ số giá trị xuất khẩu so với giá trị nhập khẩu như một giải pháp thay thế để đánh giá hiệu quả thương mại cho các quốc gia không có dữ liệu giá trị xuất nhập khẩu chi tiết.
TOT được tính theo công thức:
1 𝐹𝐹𝑃𝑃𝐹𝐹 𝐻𝐻𝑡𝑡 là tỷ lệ mậu dịch của quốc gia H trong khoảng thời gian t
2 XV là giá trị xuất khẩu đơn vị; 𝑋𝑋𝑋𝑋𝐻𝐻𝑡𝑡 là giá trị xuất khẩu đơn vị của quốc gia H trong khoảng thời gian t; 𝑋𝑋𝑋𝑋𝑖𝑖𝑡𝑡 là giá trị xuất khẩu đơn vị của quốc gia i trong khoảng thời gian t
3 MV là giá trị nhập khẩu đơn vị; 𝑀𝑀𝑋𝑋 𝐻𝐻𝑡𝑡 là giá trị nhập khẩu đơn vị của quốc giá H trong khoảng thời gian t; 𝑀𝑀𝑋𝑋𝑖𝑖𝑡𝑡 là giá trị nhập khẩu đơn vị của quốc gia i trong khoảng thời gian t
3.3.4 Chi tiêu chính phủ (GEXP – Government Expenditure):
Chi tiêu chính phủ (GEXP) được tính bằng tỷ lệ tổng chi tiêu chính phủ so với GDP, phản ánh chính sách tài khóa của chính phủ Theo nghiên cứu của Frenkel và Razin (1996), GEXP ảnh hưởng đến tiêu dùng tư nhân và tỷ giá thực hiệu dụng (REER) theo hai hướng Thứ nhất, nếu chi tiêu chính phủ chủ yếu dành cho hàng hóa phi ngoại thương, việc tăng GEXP sẽ tạo ra áp lực cầu nội địa, làm tăng giá hàng hóa phi ngoại thương và dẫn đến giảm REER Thứ hai, nếu phần lớn chi tiêu chính phủ là hàng hóa ngoại thương, GEXP tăng sẽ làm xấu đi cán cân thương mại và tăng REER Do đó, hướng tác động của GEXP lên REER khó có thể dự đoán chính xác.
Chi tiêu chính phủ cao trong thời gian dài có thể dẫn đến giảm tỷ giá thực và làm giảm giá trị đồng nội tệ Mối quan hệ này được thể hiện qua tỷ số giữa chi tiêu chính phủ và GDP danh nghĩa.
GEXP được tính toán theo công thức:
1 𝑃𝑃𝑅𝑅𝑋𝑋𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡: là chi tiêu chính phủ của chính phủ quốc gia H trong khoảng thời gian t
2 GEX : là mức chi tiêu tuyệt đối của chính phủ; 𝑃𝑃𝑅𝑅𝑋𝑋𝐻𝐻𝑡𝑡 : là mức chi tiêu tuyệt đối của chính phủ quốc gia H trong thời gian t; 𝑃𝑃𝑅𝑅𝑋𝑋𝑖𝑖𝑡𝑡 là mức chi tiêu tuyệt đối của chính phủ quốc gia I trong thời gian t
3 GDP : là tổng sản phẩm quốc nội; 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝐻𝐻𝑡𝑡 : là tổng sản phẩm quốc nội quốc gia H trong khoảng thời gian t; 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑡𝑡 là tổng sản phẩm quốc nội quốc gia i trong khoảng thời gian t
3.3.5 Độ mở của nền kinh tế (OPEN – Openness of economy)
Ti ến trình kiểm định và kết quả
Trước khi tiến hành kiểm định đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản, tác giả thực hiện kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình thông qua kiểm định nghiệm đơn vị ADF.
Kết quả kiểm định ADF tại Việt Nam cho thấy chỉ có biến tot dừng ở bậc 0, trong khi các biến reer, prod, open, gexp, và NFA đều dừng ở sai phân bậc 1 Tương tự, kiểm định ADF tại Malaysia cũng cho thấy biến tot dừng ở bậc 0, còn các biến còn lại dừng ở sai phân bậc 1 Do đó, kiểm định ARDL được lựa chọn là phương pháp phù hợp nhất để kiểm tra đồng liên kết theo Pesaran và cộng sự (1999).
Bảng 4.1.1.a: Kết quả kiểm định ADF test cho các biến gốc (Việt Nam)
Biến Hệ số chặn Xu hướng
Giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa 5% reer Có Không -0.960 -2.924 prod Có Có -1.735 -2.927
Tot Có Không -3.664 -2.924 open Có Không -0.108 -2.924 gexp Có Không -1.408 -2.924
Hệ số chặn và biến xu hướng được xác định dựa trên biểu đồ thời gian của từng biến Độ trễ được chọn theo kiểm định Schwarz dựa trên tiêu chuẩn SC.
Bảng 4.1.1.b:Kết quả kiểm định ADF test cho các biến gốc (Malaysia)
Biến Hệ số chặn Xu hướng Gía trị kiểm định
Giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa 5%
Reer Có Có -0.617 -2.925 prod Có Có -0.605 -2.924
Tot Có Có -3.570 -2.924 open Có Không -0.828 -2.924 gexp Có Có -2.695 -2.927
Hệ số chặn và biến xu hướng được xác định dựa trên biểu đồ thời gian của từng biến Độ trễ được lựa chọn theo kiểm định Schwarz dựa trên tiêu chuẩn SC.
• Hình v ẽ xu hướngcác biến gốc của Việt Nam theo kiểm định ADF
• Hình v ẽ xu hướng các biến gốc củaMalaysia theo kết quả kiểm định ADF
Sau khi xác định tính dừng của các biến gốc, tác giả áp dụng phương pháp ARDL để kiểm tra tính đồng liên kết giữa các biến này Mô hình kiểm định ARDL được trình bày chi tiết trong chương ba.
Khi sử dụng mô hình ARDL, bước đầu tiên là xác định độ trễ tối ưu để chọn mô hình phù hợp Có nhiều phương pháp và tiêu chuẩn để lựa chọn độ trễ tối ưu, trong bài viết này, tác giả đã sử dụng tiêu chuẩn SC Kết quả độ trễ tối ưu được xác định thông qua phần mềm Stata, với mẫu mô hình có giá trị SC nhỏ nhất Tác giả đã lựa chọn mô hình ARDL (3;0;0;0;0;0) cho các biến gốc Việt Nam và ARDL (0;0;0;3;2;0) cho các biến gốc Malaysia.
Tác giả thực hiện kiểm định mô hình ARDL và áp dụng kiểm định Wald để xác định mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa các biến gốc Kết quả kiểm định cho Việt Nam được trình bày trong Bảng 4.1.1.c và Bảng 4.1.1.d, trong khi kết quả kiểm định cho Malaysia được thể hiện trong Bảng 4.1.1.e và Bảng 4.1.1.f.
Bảng 4.1.1.c: Bảng kết quả ước lượng mô hình ARDL cho các biến gốc
L3D.reer Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Total 2.0755e-07 53 3.9160e-09 Root MSE = 5.4e-05 Adj R-squared = 0.2573 Residual 6.1074e-08 21 2.9083e-09 R-squared = 0.7057 Model 1.4648e-07 32 4.5774e-09 Prob > F = 0.1397 F( 32, 21) = 1.57 Source SS df MS Number of obs = 54
Bảng 4.1.1.d: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến gốc (Việt Nam)
Bảng 4.1.1.e: Bảng kết quả ước lượng mô hình ARDL cho các biến gốc (Malaysia)
D.reer Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Total 348182525 53 006569482 Root MSE = 0447 Adj R-squared = 0.6959 sidual 045950915 23 001997866 R-squared = 0.8680 Model 30223161 30 010074387 Prob > F = 0.0001 F( 30, 23) = 5.04 Source SS df MS Number of obs = 54
Bảng 4.1.1.f: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến gốc (Malaysia)
Ta biết rằng cặp biên giới hạn ở mức ý nghĩa 5% và trong mô hình có hệ số chặn, không có biến xu hướng là [2.62;3.79] theo Pesaran và công sự (1999)
So sánh bảng giá trị kiểm định F – Statistic với giá trị tới hạn do Pesaran
Nếu giá trị F-Statistic tính toán vượt quá giới hạn trên, giả thuyết 𝐻𝐻0 (không có đồng liên kết giữa các biến) sẽ bị bác bỏ Ngược lại, nếu giá trị này thấp hơn giới hạn trên, giả thuyết 𝐻𝐻0 được chấp nhận, cho thấy không có mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến Trong trường hợp giá trị F-Statistic nằm trong khoảng giữa hai giới hạn, chưa thể đưa ra kết luận Cụ thể, giá trị F-Statistic của Việt Nam là 1.68 và của Malaysia là 1.16, cả hai đều thấp hơn giới hạn dưới 2.62, do đó tác giả kết luận rằng các biến gốc không có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính.
Khi xác định rằng các biến gốc không có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính, tác giả đã thực hiện chuyển đổi ACE cho các chuỗi biến gốc, được ký hiệu là 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝑁𝑁 , 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝 𝑁𝑁 , 𝑡𝑡𝑝𝑝𝑡𝑡 𝑁𝑁 , 𝑝𝑝𝑝𝑝𝑟𝑟𝑛𝑛 𝑁𝑁 , 𝑔𝑔𝑟𝑟𝑥𝑥𝑝𝑝 𝑁𝑁 , và 𝑂𝑂𝐹𝐹𝑁𝑁 𝑁𝑁 Việc chuyển đổi ACE được thực hiện bằng phần mềm thống kê R Tuy nhiên, phương pháp ACE không cung cấp mẫu hàm quan hệ giữa các biến trước và sau khi chuyển đổi Để minh họa mối quan hệ này, tác giả đã tiến hành vẽ đồ thị phân tán cho các biến trước và sau khi chuyển đổi.
Biểu đồ4.1.2.a: Biểu đồ phân tán các biến trước và sau khi chuyển đổi (Việt Nam)
Biểu đồ 4.1.2.b: Biểu đồ phân tán các biến trước và sau khi chuyển đổi (Malaysia)
Biểu đồ 4.1.2.a cho thấy tại Việt Nam, các biến trước và sau chuyển đổi đều có mối quan hệ phi tuyến thay đổi theo thời gian, ngoại trừ mối quan hệ tuyến tính giữa biến reer và 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝑁 Biến 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝 𝑁 và prod, cũng như biến 𝑡𝑡𝑝𝑝𝑡𝑡 𝑁 và tot, thể hiện mối quan hệ phi tuyến đồng biến trong hầu hết khoảng thời gian nghiên cứu Tuy nhiên, mối quan hệ giữa biến chuyển đổi và các biến gốc khác không rõ ràng Tương tự, biểu đồ 4.1.2.b cho thấy tại Malaysia, mối quan hệ giữa các biến trước và sau chuyển đổi cũng là phi tuyến, ngoại trừ mối quan hệ tuyến tính giữa biến reer và 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝑁 Biến 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝 𝑁 và prod có quan hệ đồng biến phi tuyến, trong khi mối quan hệ giữa biến chuyển đổi và các biến còn lại cũng không rõ ràng.
4.1.3 Kiểm định số liệu sau khi chuyển đổi
Bảng 4.1.3.a: Kết quả kiểm định ADF các chuỗi biến chuyển đổi (Việt Nam)
Biến Hệ số chặn Xu hướng Gía trị kiểm định
Giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa 5%
Hệ số chặn và biến xu hướng được xác định dựa trên biểu đồ thời gian của từng biến, trong khi độ trễ được lựa chọn theo kiểm định Schwarz dựa trên tiêu chuẩn SC.
Bảng 4.1.3.b: Kết quả kiểm định ADF các chuỗi biến sau khi chuyển đổi (Malaysia)
Biến Hệ số chặn Xu hướng Gía trị kiểm định
Giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa 5%
Hệ số chặn và biến xu hướng được xác định dựa trên biểu đồ thời gian của từng biến, trong khi độ trễ được lựa chọn theo kiểm định Schwarz dựa trên tiêu chuẩn SC.
• Hình v ẽ xu hướngcác biến sau chuyển đổi của Việt Nam theo kiểm định ADF
• Hình v ẽ xu hướngcác biến sau chuyển đổi của Malaysia theo kiểm định ADF
Kết quả kiểm định ADF cho thấy sự hiện diện của các biến dừng ở sai phân bậc 0 và sai phân bậc 1, do đó, phương pháp kiểm định ARDL là lựa chọn phù hợp để kiểm tra đồng liên kết.
Kết quả độ trễ tối đa được xác định thông qua phần mềm Stata cho mô hình ARDL, với mẫu mô hình có giá trị SC nhỏ nhất Mô hình phù hợp cho các biến chuyển đổi tại Việt Nam là ARDL (1;1;0;1;4;0), trong khi đó, mô hình cho các biến gốc của Malaysia là ARDL (1;0;1;4;0;4) Tác giả đã thực hiện quy trình tương tự như đã trình bày ở phần 4.1.1.
Ta biết rằng cặp biên giới hạn ở mức ý nghĩa 5% và trong mô hình có hệ số chặn, không có biến xu hướng là [2.62;3.79] theo Pesaran và cộng sự (1999)
So sánh kết quả kiểm định Wald trường hợp Việt Nam bảng 4.1.3.c; bảng
4.1.3.d và cặp giới hạn thì ta thấy giá trị F-statistic (Việt Nam) = 11.17> 3.79; F- statistic (Malaysia) = 12.17> 3.79 Như vậy, tác giả có thể kết luận được giữa các biến sau chuyển đổi có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính.Theo nghiên cứu của Granger (1911) và Shinn (1991) thì nếu các biến gốc không có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính, mà các biến sau khi chuyển đổi sử dụng thuật toán ACE có quan hệ đồng liên kết tuyến tính thì các biến gốc có mối quan hệ phi tuyến Từ đó, tác giả có thể kết luận có tồn tại mối quan hệ phi tuyến tìm ẩn giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản
Bảng 4.1.3.c: Kết quả kiểm định ARDL cho các biến sau khi chuyển đổi(Việt Nam)
LD.reera Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Total 3.53503045 53 066698688 Root MSE = 10573 Adj R-squared = 0.8324 Residual 279475055 25 011179002 R-squared = 0.9209 Model 3.25555539 28 116269835 Prob > F = 0.0000 F( 28, 25) = 10.40 Source SS df MS Number of obs = 54
Bảng 4.1.3.d: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến chuyển đổi (Việt Nam)
Bảng 4.1.3.e: Kết quả kiểm định ARDL cho các biến sau khi chuyển đổi(Malaysia)
LD.reera Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Total 10.5340005 53 198754727 Root MSE = 18077 Adj R-squared = 0.8356 Residual 91493384 28 032676209 R-squared = 0.9131 Model 9.61906671 25 384762668 Prob > F = 0.0000 F( 25, 28) = 11.78 Source SS df MS Number of obs = 54
Bảng 4.1.3.f: Kết quả kiểm định Wald test cho các biến chuyển đổi (Malaysia)
K ết quả hồi quy
4.2.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình:
Trước khi thực hiện hồi quy, tác giả đã tiến hành kiểm định các khuyến tật của mô hình nghiên cứu Hai mô hình đã được kiểm định, thể hiện mối quan hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc sau khi chuyển đổi Kết quả kiểm định được trình bày trong bảng 4.2.1.a và các biểu đồ 4.2.1.a, 4.2.1.b.
Bảng 4.2.1.a: Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình
𝜒𝜒𝑠𝑠𝑠𝑠 2 (1)kiểm định tự tương quan của các biến trong mô hình 𝜒𝜒𝑠𝑠𝑠𝑠 2 (1)> 0.05 kết luận mô hình không có tự tương quan
𝜒𝜒 𝑂𝑂 2 (2)kiểm định Ramsey test kiểm định sự phù hợp của dạng hàm 𝜒𝜒 𝑂𝑂 2 (2)> 0.05 kết luận dạng hàm phù hợp
𝜒𝜒 𝐻𝐻 2 (1)kiểm định phương sai thay đổi của mô hình 𝜒𝜒 𝐻𝐻 2 (1)> 0.05 kết luận mô hình không có phương sai thay đổi
Biểu đồ4.2.1.a: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mô hình ARDL (1;1;0;1;4;0)(Việt Nam)
Biểu đồ4.2.1.b: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mô hình ARDL (1;0;1;4;0;4) (Malaysia)
Kiểm định CUSUM và CUSUMQ đã chứng minh tính ổn định của mô hình, với kết quả được thể hiện qua biểu đồ 4.2.1.a và 4.2.1.b Tất cả các đường CUSUM và CUSUMQ đều nằm trong khoảng giữa hai biên giới hạn mức ý nghĩa 5%.
Từ kết quả trên cho thấy mô hình nghiên cứu là vững, phù hợp và ổn định trong giai đoạn nghiên cứu
4.2.2 Kết quả hồi quy Việt Nam
Sau khi xác định các biến có mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến trong dài hạn và đảm bảo mô hình nghiên cứu vững chắc, tác giả tiến hành ước lượng mối quan hệ giữa các biến sau khi đã chuyển đổi Đồng thời, tác giả cũng ước lượng mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái trước khi chuyển đổi và các biến độc lập sau khi chuyển đổi Kết quả ước lượng được trình bày chi tiết trong bảng 4.2.2.
Bảng 4.2.2.: Kết quả ước lượng các biến sau khi chuyển đổi (Việt Nam)
Từ kết quả ước lượng ta có được phương trình thể hiện mối quan hệ 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝑁𝑁 và các biến 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝 𝑁𝑁 , 𝑡𝑡𝑝𝑝𝑡𝑡 𝑁𝑁 , 𝑝𝑝𝑝𝑝𝑟𝑟𝑛𝑛 𝑁𝑁 , 𝑔𝑔𝑟𝑟𝑥𝑥𝑝𝑝 𝑁𝑁 , 𝑂𝑂𝐹𝐹𝑁𝑁 𝑁𝑁 được thể bằng phương trình (4.2.2)
Kết quả từ phương trình (4.2.2) cho thấy rằng tất cả các biến ACE-chuyển đổi đều có ý nghĩa và tác động tích cực đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực chuyển đổi 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝑁𝑁.
Kết hợp với biểu đồ phân tán 4.1.2.a ta có thể rút ra một số nhận xét như sau:
Biến prod có ảnh hưởng đồng biến đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (reer) trong suốt thời kỳ nghiên cứu, cho thấy chênh lệch năng suất tác động cùng chiều đến reer Hệ số của prod cho thấy tác động mạnh mẽ nhất, với việc giảm 1% prod dẫn đến giảm 1.214% reer Khi prod giảm, đồng nội tệ bị định giá thấp, điều này làm tăng tính cạnh tranh của hàng hóa và thúc đẩy xuất khẩu.
Biến động tỷ lệ mậu dịch có ảnh hưởng đồng biến đến tỷ giá hối đoái thực hiệu trong suốt thời kỳ nghiên cứu Điều này cho thấy rằng sự thay đổi trong tỷ lệ mậu dịch sẽ tác động cùng chiều đến sự biến động của tỷ giá hối đoái thực hiệu.
_cons 7.05e-09 0311395 0.00 1.000 -.0624579 0624579 nfaa 9442648 2744331 3.44 0.001 3938218 1.494708 gexpa 1.208812 3856048 3.13 0.003 435387 1.982237 opena 1.050069 0783069 13.41 0.000 8930049 1.207132 tota 1.134722 4040757 2.81 0.007 3242488 1.945195 proda 1.214358 2532374 4.80 0.000 7064282 1.722288 reera Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Total 59.0000002 58 1.01724138 Root MSE = 23919 Adj R-squared = 0.9438 Residual 3.0321531 53 057210436 R-squared = 0.9486 Model 55.9678471 5 11.1935694 Prob > F = 0.0000 F( 5, 53) = 195.66 Source SS df MS Number of obs = 59 lực trong suốt thời kỳ nghiên cứu.Trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi khi tot tăng 1% thì reer tăng lên 1.134% Tình hình thực tế tại Việt Nam thì hiệu ứng thay thế mạnh mẽ hơn hiệu ứng thu nhập, theo đó sự cải thiện về mặt thương mại có nghĩa là hàng nhập khẩu trở nên rẻ hơn, và ít nhất là một phần của nhu cầu trong nước đối với hàng hóa phi thương mại sẽ được thay thế bởi hàng nhập khẩu, do đó giá hàng hóa phi thương mại sẽ được giảm xuống Điều này sẽ dẫn đến tỷ giá thực giảm hay là đồng nội tệ đang được định giá thấp
NFA có tác động nghịch biến đến reer trong hầu hết các chuỗi thời gian, trong khi các biến khác không cho thấy mối quan hệ rõ ràng với reer Cụ thể, khi các yếu tố khác không thay đổi, nếu NFA tăng 1%, thì reer sẽ giảm 0.944%.
Theo ước lượng mô hình, GEXP có ảnh hưởng tích cực đến reer Cụ thể, khi các yếu tố khác được giữ nguyên, việc tăng GEXP lên 1% sẽ dẫn đến sự gia tăng tương ứng của reer.
Hiệu ứng thu nhập tại Việt Nam đang thể hiện một cách rõ rệt với tỷ lệ 1.208% Sự gia tăng chi tiêu của chính phủ cần phải được tài trợ bằng việc tăng thuế, điều này dẫn đến giảm thu nhập và nhu cầu đối với hàng hóa phi thương mại Kết quả là tỷ giá hối đoái thực giảm, làm cho đồng nội tệ bị định giá thấp hơn.
Các yếu tố kinh tế cơ bản ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực tại Việt Nam theo nhiều chiều hướng khác nhau, do đó việc dự đoán xu hướng biến động của chúng để xây dựng chính sách kinh tế phù hợp là rất cần thiết Biến độ mở kinh tế và chi tiêu chính phủ có tác động phức tạp và khó dự đoán đến tỷ giá hối đoái, với độ mở kinh tế của Việt Nam hiện đang cao và tăng nhanh, chịu ảnh hưởng lớn từ môi trường kinh tế quốc tế Độ mở này phản ánh chính sách đổi mới và hội nhập toàn cầu, khiến nền kinh tế trong nước dễ bị tác động bởi biến động toàn cầu Do đó, cần có giải pháp để tận dụng các tác động tích cực và hạn chế tiêu cực từ sự thay đổi liên tục của kinh tế thế giới.
4.2.3 Kết quả hồi quy Malaysia
Bảng 4.2.3.: Kết quả ước lượng các biến sau khi chuyển đổi Malaysia)
Từ kết quả ước lượng ta có được phương trình thể hiện mối quan hệ 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝑁𝑁 và các biến 𝑝𝑝𝑟𝑟𝑝𝑝𝑝𝑝 𝑁𝑁 , 𝑡𝑡𝑝𝑝𝑡𝑡 𝑁𝑁 , 𝑝𝑝𝑝𝑝𝑟𝑟𝑛𝑛 𝑁𝑁 , 𝑔𝑔𝑟𝑟𝑥𝑥𝑝𝑝 𝑁𝑁 , 𝑂𝑂𝐹𝐹𝑁𝑁 𝑁𝑁 được thể bằng phương trình (4.2.3)
Biểu đồ phân tán cho thấy biến prod có tác động đồng biến lên reer, trong khi NFA và gexp lại có tác động nghịch biến Hầu hết các chuỗi thời gian đều phản ánh rõ mối quan hệ này, trong khi biến tot và open không cho thấy sự liên kết rõ ràng với reer.
Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu và các yếu tố kinh tế cơ bản ở Việt Nam và Malaysia là phi tuyến Điều này cho thấy rằng sự biến động của tỷ giá hối đoái không chỉ phụ thuộc vào một yếu tố duy nhất mà còn bị ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố kinh tế khác nhau.
_cons 1.13e-09 0362506 0.00 1.000 -.0727095 0727095 nfaa 9276335 1692568 5.48 0.000 5881475 1.26712 gexpa 1.215156 1987053 6.12 0.000 8166039 1.613708 opena 2.495438 4544756 5.49 0.000 1.583876 3.407001 tota 888799 2734527 3.25 0.002 3403223 1.437276 proda 1.156087 1019733 11.34 0.000 9515544 1.36062 reera Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]
Total 59.0000003 58 1.01724138 Root MSE = 27845 Adj R-squared = 0.9238 Residual 4.10920687 53 077532205 R-squared = 0.9304 Model 54.8907934 5 10.9781587 Prob > F = 0.0000 F( 5, 53) = 141.59 Source SS df MS Number of obs = 59 tự nhiên, kinh tế, chính trị, xã hội cũng như chiều hướng và mức độ tác động của từng biến số kinh tế cơ bản lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực ở mỗi nước là khác nhau nhưng chúng ta có thể học hỏi kinh nghiệm phát triển kinh tế của Malaysia - nước đi đầu trong quá trình phát triển kinh tế hướng tới mục tiêu trở thành nước phát triển - để có thể đề ra các chính sách phù hợp và hiệu quả đưa nền kinh tế Việt Nam phát triển mạnh mẽ trong tương lai.
Có ba mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản: quan hệ đồng liên kết tuyến tính, đồng liên kết phi tuyến và không có mối quan hệ nào Không có lý thuyết kinh tế nào đảm bảo mối quan hệ giữa các biến số là tuyến tính Việc bỏ qua các trường hợp phi tuyến có thể dẫn đến kết luận sai rằng không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết Bài nghiên cứu này nhằm khám phá mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản cho hai đồng tiền VND (Việt Nam đồng) và MYR (Malaysian Ringgit).
Tác giả đã tiến hành nghiên cứu dữ liệu từ Việt Nam, Malaysia và năm đối tác thương mại lớn trong giai đoạn từ Q1.2000 đến Q3.2014, sử dụng mô hình ARDL kết hợp với thuật toán ACE để khám phá mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản Kết quả cho thấy rằng cả VND (Việt Nam đồng) và MYR (Malaysian Ringgit) đều có mối liên kết phi tuyến với năm yếu tố kinh tế quan trọng: chênh lệch năng suất, tỷ lệ mậu dịch, độ mở của nền kinh tế, tài sản nước ngoài ròng và chi tiêu chính phủ.
Nghiên cứu đã phát hiện mối quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản, cho thấy sự phức tạp trong mối quan hệ này So với các mô hình đồng liên kết tuyến tính, mô hình phi tuyến cung cấp sự linh hoạt hơn trong việc giải thích các vấn đề liên quan đến tỷ giá hối đoái thực Kết quả cho thấy, mặc dù tỷ giá hối đoái thực hiệu lực của VND và MYR đều có mối quan hệ phi tuyến với các yếu tố kinh tế cơ bản trong dài hạn, nhưng vẫn tồn tại sự khác biệt về chiều hướng tác động của các yếu tố này lên tỷ giá hối đoái thực.
Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các yếu tố kinh tế cơ bản là phi tuyến, do đó, các nhà hoạch định chính sách cần tránh sử dụng các hệ số co giãn liên tục như trong mô hình đồng liên kết tuyến tính Họ cần thiết lập các chính sách phù hợp với bối cảnh kinh tế cụ thể, vì tác động của các yếu tố này lên tỷ giá hối đoái có thể thay đổi khi bối cảnh kinh tế biến động Do đó, việc thực hiện chính sách tỷ giá cần được tiến hành cẩn trọng để đảm bảo tính hiệu quả và đạt được kết quả mong đợi.
HẠN CHẾ VÀ HƯỚNG MỞ RỘNG NGHIÊN CỨU
Bài nghiên cứu này còn có nhiều hạn chế:
Nguồn số liệu trong nghiên cứu này chủ yếu được lấy từ IFS và DOCS của IMF Tuy nhiên, do số liệu công bố của IMF không đủ cho tất cả các quý trong thời gian nghiên cứu về Việt Nam, tác giả đã phải tổng hợp từ nhiều nguồn khác để bổ sung, dẫn đến việc số liệu không thể thống nhất xuyên suốt cả đề tài.
Trong bài nghiên cứu, tác giả đã phân tích các tỷ số dựa trên đồng tiền của Việt Nam và Malaysia với 5 đối tác thương mại tiêu biểu của mỗi quốc gia Tuy nhiên, thực tế cho thấy cả hai quốc gia còn nhiều đối tác thương mại khác ngoài những đối tác đã được đề cập.
Nghiên cứu hiện tại chỉ kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá thực hiệu lực đa phương và năm yếu tố kinh tế cơ bản, tuy nhiên, tỷ giá hối đoái thực còn bị ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố kinh tế khác mà nghiên cứu chưa đề cập Đặc biệt, các yếu tố kinh tế đặc thù của Việt Nam và Malaysia cũng chưa được xem xét Đây có thể là một hướng mở rộng nghiên cứu cho đề tài trong tương lai.
TÀI LI ỆU THAM KHẢO
[1] Balassa and Samuelson (1964), “The Purchasing Power Parity: A Reappraisal”, Journal of Political economy, 584-596
[2] Chinn,M.D (1991), “Some linear and nonlinear thoughts on exchange rates” Journal of International Money and Finance 10, 214-230
[3] Clark,P.B, and R Macdonald (1998),”Exchange Rates and Economic Fundamentals Methodological Comparison of BEER and FEERs”, IMF Working Paper 98/67,Washington: International Monetary Fund
[4] Connolly,and J.Devereux(1995),”The Equilibrium Real Exchange Rate: Theory and Evidence for Latin American”, Oxford University Press, New York, 1954-81
[5] Dave Giles’Blog (2013),”ARDL Model – Bounds Test”
In his works, Edwards (1989) explores the dynamics of real exchange rates, devaluation, and economic adjustment, providing a foundational understanding of these concepts Additionally, in his 1994 publication, he examines the real and monetary factors influencing real exchange rate behavior, supported by empirical evidence from developing countries, highlighting the complexities of exchange rate mechanisms in varying economic contexts.
[7] Elbadawi (1994),”Estimating Long – Run Equlibrium Real Exchange Rates” Institute for International Economics, Washington DC, 93-131
[8] Fisher,C.,(2004),” Real Currency Appreciation in Accession Countries: Balassa – Samuelson and investment Demand” Review of World Economic,Vol.140(2), 179-210
[9] Frankel,J.A and M.Mussa, (1998),” Exchange Rates and the Balance of Payments”, Handbook of International Economics, Vol.2, Elsevier Sciene Publishers, Amsterdam
[10] Froot,K.A and K.Rogoff, (1986),” Perspectives on PPP and Long – Run Real Exchange Rates” Handbook of International Economics, Vol.3, North holland, Amsterdam, 1647-1688
[11] Granger, C.W.J and J.J Hallman, (1911),” Long – Memory Series with Attractors” Oxford Blletin of Economics and Statistics 53,11-26.