NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC VÀ CÁC BIẾN SỐ KINH TẾ VĨ MÔ.

TÓM TẮT Bài viết này nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến tiềm tàng giữa tỷ giá hối đoái thực của đồng Việt Nam và các biến số kinh tế vĩ mô, sử dụng dữ liệu hàng quý trong giai đoạn 2000Q1

TRẦN KIM PHƯỢNG

NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ

GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC VÀ CÁC BIẾN SỐ

KINH TẾ VĨ MÔ

CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS NGUYỄN NGỌC ĐỊNH

TP Hồ Chí Minh- Năm 2013

thông qua việc vận dụng kiến thức đã học, nhiều tài liệu tham khảo và sự tận tình hướng dẫn của giảng viên hướng dẫn

Luận văn này không sao chép từ bất kỳ một nghiên cứu nào khác

Tôi xin cam đoan những lời nêu trên đây là hoàn toàn đúng sự thật

TP.Hồ Chí Minh, Ngày 28 tháng 12 năm 2013

Tác giả

Trần Kim Phượng

MỤC LỤC

1 Giới thiệu đề tài 1

1.1 Lý do chọn đề tài 1

1.2 Mục tiêu nghiên cứu, vấn đề cần nghiên cứu 2

1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu 2

1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu 2

1.3 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 2

1.3.1 Đối tượng nghiên cứu 3

1.3.2 Phạm vi nghiên cứu 3

1.4 Phương pháp nghiên cứu 3

1.5 Bố cục của đề tài 4

2 Tổng quan các nghiên cứu trước đây 5

2.1 Nghiên cứu sử dụng thuật toán ACE 6

2.2 Nghiên cứu sử dụng mô hình VECM và tính tỷ giá cân bằng hành vi theo BEER 9

2.3 Nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL ( Mô hình phân bổ trễ tự hồi qui) 10

2.4 Một số nghiên cứu khác .13

3 Phương pháp nghiên cứu 15

3.1 Kỹ thuật thực nghiệm 15

3.2 Thuật Toán ACE 17

3.3 Hồi quy tuyến tính và mối quan hệ đồng liên kết 18

3.4 Phương pháp kiểm định biên ARDL 18

3.5 Xây dựng các biến 22

3.5.1 Tỷ giá thực hiệu lực (REER-Real effective exchange rate) 23

3.5.2 Chênh lệch trong năng suất (PROD-Difference in productivity) 25

3.5.3 Tỷ lệ mậu dịch (TOT-terms of trade) 26

3.5.4 Chi tiêu chính phủ (GEXP- Government expenditure) 27

3.5.5 Độ mở của nền kinh tế (OPEN-openness of economy) 28

3.5.6 Tài sản nước ngoài ròng (NFA-Net foreign assets) 30

4 Kết quả nghiên cứu 31

4.1 Thu thập số liệu và tính toán các biến 32

4.2 Thực hiện kiểm định ADF để kiểm định tính dừng của biến .33

4.3 Sử dụng thuật toán ACE để chuyển đổi biến 34

4.4 Thực hiện kiểm định ADF để kiểm định tính dừng của biến chuyển đổi .35

4.5 Kiểm định tính đồng liên kết của các biến gốc 36

5 Kết luận 48

TOT Terms of trade Tỷ lệ mậu dịch

OPEN Openess of economy Độ mở của nền kinh tế

NFA Net foreign assets Tài sản nước ngoài ròng

GEXP Goverment expenditure Chi tiêu chính phủ

PROD Difference in productivity Chênh lệch trong năng suất

BEER BehaviouralEquilibrium exchange

Thuật toán ACE

Mô hình phân bố trễ tự hồi quy

Bảng 4.2b: Kết quả kiểm định cho các chuỗi sai phân bậc 1 biến gốc

Bảng 4.2c: Kết quả kiểm định cho các dãy biến chuyển đổi chưa lấy sai phân

Bảng 4.2d : Kết quả kiểm định cho các chuỗi sai phân bậc 1 biến chuyển đổi

Bảng 4.3 : Tiêu chuẩn AIC cho độ trễ từ 0-6 của các biến gốc

Bảng 4.4 : Kết quả ước lượng mô hình ARDL cho các biến ban đầu

Bảng 4.5 : Giá trị kết quả kiểm định WALD-test biến ban đầu

Bảng 4.6 : Tiêu chuẩn AIC cho độ trễ từ 0-6 của các biến chuyển đổi

Bảng 4.7 : Kết quả ước lượng mô hình ARDL cho các biến chuyển đổi

Bảng 4.8 : Giá trị kết quả kiểm định WALD-test biến chuyển đổi

Bảng 4.9 : Kiểm định tự tương quan của các biến trong mô hình

Bảng 4.10 : Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Bảng 4.11 : Ước lượng phương trình đồng liên kết trong dài hạn

Phụ lục 1 : Thuật toán ACE

Phụ lục 2 : Kiểmđịnh tính dừng của các biến ban đầu và biến chuyển đổi

Phụ lục 3 : Mô hình hồi quy để chọn ra độ trễ tốiưu của reer

Phụ lục 4 : Mô hình hồi quy để chọn ra độ trễ tốiưu của reera

Phụ lục 5 : Giá trị so sánh theo Pesaran, Shin và Smith (2001)

Phụ lục 6 :Biểu đồ 1- Biểu đồ phân tán các biến trước và sau khi chuyển

Phụ lục 7 : Lý thuyết kiểm định

TÓM TẮT

Bài viết này nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến tiềm tàng giữa tỷ giá hối đoái thực của đồng Việt Nam và các biến số kinh tế vĩ mô, sử dụng dữ liệu hàng quý trong giai đoạn 2000Q1 – 2012Q4 của Việt Nam và 10 đối tác thương mại lớn là Australia, Hồng Kông, Indonesia, Nhật Bản, Hàn Quốc , Malaysia, Singapore, Switzeland, Thái Lan, Hoa

Kỳ Bài nghiên cứu sử dụng thuật toán kỳ vọng có điều kiện lặp (ACE) và mô hình phân

bổ độ trễ tự hồi quy (ARDL) để kiểm tra tính phi tuyến giữa các yếu tố quan tâm Kết quả cho thấy rằng không có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa REER và các biến kinh tế vĩ mô Tuy nhiên sau khi áp dụng biến đổi ACE, tác giả nhận thấy rằng có quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa các biến sau khi biến đổi Điều này tương đương với việc có mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến giữa các biến trước khi chuyển đổi

1 Giới thiệu đề tài

1.1 Lý do chọn đề tài

Tỷ giá hối đoái là cầu nối quan trọng để một nền kinh tế hội nhập với nền kinh tế thế giới Có một chính sách điều hành tỷ giá đúng đắn sẽ góp phần quan trọng trong việc ổn định nền kinh tế vĩ mô, thúc đẩy sản xuất phát triển Do đó, tại bất kì một quốc gia nào, tỷ giá có vai trò cực kì quan trọng Nó rất nhạy cảm và sự thay đổi của nó sẽ gây ra những tác động phức tạp ảnh hưởng đến toàn bộ nền kinh tế quốc dân và có khi tới cả chế độ chính trị hiện hành

Tỷ giá hối đoái thực đóng vai trò quan trọng trong thương mại quốc tế và các quyết định đầu tư Tỷ giá hối đoái thực phản ánh mức giá tương đối giữa hai loại hàng hoá Hơn nữa, tỷ giá thực được lập luận là gây ảnh hưởng đến cán cân thanh toán của một quốc gia Vì vậy thật sự quan trọng và cần thiết khi xác định các yếu

tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực

Bên cạnh đó tỷ giá thực còn là một yếu tố mấu chốt của chính sách tiền tệ Việc hiểu được mối quan hệ giữa tỷ giá thực và các biến số kinh tế vĩ mô của nền kinh tế

giúp các nhà hoạch định chính sách có một hướng đi đúng đắn hơn và từ lâu mối quan hệ này đã được các nhà nghiên cứu chú tâm tìm hiểu

Có nhiều nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và biến số kinh tế vĩ mô Một số nghiên cứu xác định tỷ giá hối đoái danh nghĩa tìm thấy một mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái danh nghĩa và biến số kinh tế vĩ mô (Chinn (1991), Meese & Rose (1991), Ma & Kanas (2000)) Tuy nhiên, các tài liệu về việc xác định tỷ giá hối đoái thực tế chỉ tập trung vào các mối quan hệ tuyến tính Mối quan

hệ phi tuyến có thể có giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến số kinh tế vĩ mô hầu như ít được thảo luận

Nhận thấy rõ được tầm quan trọng của vấn đề, tác giả tiến hành thực hiện bài

nghiên cứu với tên gọi “Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực với các biến số

kinh tế vĩ mô” nhằm có một cái nhìn mới và tổng quan, từ đó đưa ra các nhận xét và

phân tích tác động của các biến số kinh tế vĩ mô tới tỷ giá trong nền kinh tế Việt Nam

1.2 Mục tiêu nghiên cứu, vấn đề cần nghiên cứu

1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu

Mục tiêu nghiên cứu của luận văn là xác định được mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực với các biến số kinh tế vĩ mô (bao gồm : PROD – Chênh lệch trong năng suất, TOT – Tỷ lệ mậu dịch, GEXP – Chi tiêu chính phủ, OPEN – Độ

mở cửa nền kinh tế, NFA – Tài sản nước ngoài ròng)

1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu

Với mục tiêu nghiên cứu nêu trên, luận văn này tập trung trả lời cho câu hỏi nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến số kinh tế vĩ mô là tuyến tính hay phi tuyến?

1.3 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

1.3.1 Đối tượng nghiên cứu

Tỷ giá tiền đồng so với một số đồng tiền của các đối tác thương mại lớn với Việt Nam

Tỷ giá nội tệ của các đối tác này so với đồng USD

Chỉ số CPI, giá trị xuất nhập khẩu của Việt Nam với các đối tác thương mại lớn nói trên Tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc dân (GDP) của Việt Nam và các đối tác thương mại

Trị giá xuất nhập khẩu của Việt Nam và các đối tác thương mại

1.3.2 Phạm vi nghiên cứu

Các số liệu của Việt Nam và 10 nước bạn hàng thương mại lớn đó là Australia, Hồng Kông, Indonesia, Nhật Bản, Hàn Quốc , Malaysia, Singapore, Switzeland,

Thái Lan, Hoa Kỳ

Như đo lường tỷ giá hối đoái là giá trị tương đối của một đồng tiền so với đồng tiền khác, các biến số kinh tế vĩ mô cũng được thể hiện như các giá trị tương đối của các biến trong nước so với các đối tác nước ngoài

Tỷ giá thực cân bằng sẽ nghiên cứu là tỷ giá hối đoái thực đa phương thay vì tỷ giá song phương đơn

Tất cả các số liệu đều được thu thập theo quí, trong giai đoạn từ quí 1 năm 2000 đến hết quí 4 năm 2012

1.4 Phương pháp nghiên cứu

Dùng thuật toán ACE : được phát triển bởi Breiman và Friedman (1985), là một

phương pháp ước lượng chuyển đổi tối ưu nhằm tối đa hóa các hệ số tương quan R2,giải quyết vấn đề hồi quy các biến khi mối quan hệ của chúng không phải là tuyến tính nhằm hỗ trợ cho mô hình ARDL

Phương pháp thực nghiệm : Dùng phương pháp tiếp cận tỷ giá cân bằng theo hành

vi (BEER : Behavioural Equilibrium Exchange Rate) để xác định tỷ giá hối đoái thực cân bằng

Phương pháp kinh tế lượng :

 Kiểm tra tính đồng liên kết : Sử dụng mô hình phân bố trễ trong quá trình tự hồi quy (ARDL - Autoregressive Distributed Lags) ( Pesaran and Shin (1999) and Pesaran et al (2001))

 Phương pháp kiểm định cho chuỗi dữ liệu thời gian cụ thể là: kiểm định tính

dừng, kiểm định đồng liên kết, kiểm định tính giải thích của mô hình, kiểm định tính tự tương quan của các biến trong mô hình, kiểm định sự ổn định của mô hình, kiểm định sự phù hợp của mô hình

1.5 Bố cục của đề tài

Cấu trúc của luận văn gồm 5 phần :

1 Giới thiệu đề tài : Tổng quan các nội dung chính của luận văn cũng như trình bày

lý do thực hiện nghiên cứu này

2 Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây

3 Mô hình nghiên cứu : Trình bày phương pháp nghiên cứu, mô hình được sử dụng trong bài, lựa chọn biến nghiên cứu

4 Kết quả nghiên cứu : Trình bày quá trình thu thập và xử lý dữ liệu gồm: nguồn dữ liệu, quy trình xử lý dữ liệu đầu vào và kết quả thu được

5 Kết luận : Tổng kết các vấn đề được trình bày đồng thời chỉ ra những hạn chế còn gặp phải và gợi ý hướng nghiên cứu tiếp theo

2 Tổng quan các nghiên cứu trước đây

Kể từ khi Balassa (1964) và Samuelson (1964) cho rằng sự gia tăng trong khác biệt năng suất giữa hàng hóa thương mại và phi thương mại dẫn đến sự đánh giá cao tỷ giá hối đoái thực, hàng loạt nghiên cứu được ra đời để chứng minh mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến số kinh tế vĩ mô

Vào những năm 1970, các mô hình lý thuyết đầu tiên đã hình thành với nhiều mô hình nổi tiếng như mô hình tiền tệ, mô hình danh mục đầu tư cân bằng Kết quả nghiên cứu của các mô hình loại này đã dẫn tới một kết luận cho rằng sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái có quan hệ tuyến tính với sự thay đổi của các biến số kinh tế vĩ

mô như giá cả hàng hóa, tổng sản lượng quốc dân hay tài khoản vãng lai của các nước

Edwards và Wijnbergen (1987), Edwards (1988) cũng đã nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và các biến số kinh tế vĩ mô Các kết quả của họ

đã chứng minh tỷ lệ mậu dịch có ảnh hưởng đến REER thông qua hai hiệu ứng trái ngược là hiệu ứng thay thế và hiệu ứng thu nhập Đồng thời các nhà nghiên cứu này cũng đã chứng minh khi tài sản nước ngoài ròng (NFA) tăng lên thì REER sẽ giảm xuống thông qua các nghiên cứu về cán cân thanh toán và cân đối tiền tệ Qua đó, các nhà nghiên cứu đã khẳng định rõ ràng rằng các biến số kinh tế vĩ mô

có tác động đến REER

Một đặc điểm của mô hình tuyến tính đó là cho dù các biến có thay đổi giá trị như thế nào, thì độ co giãn của tỷ giá thực đối với các biến giải thích là bất biến Tuy nhiên các mô hình tuyến tính về tỷ giá hối đoái thường không còn chính xác khi xem xét ngoài thời kỳ nghiên cứu, hoặc khi có một số biến động trong nền kinh tế

Điều này đã gợi ý rằng mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái với các biến số kinh tế vĩ

mô có thể là quan hệ phi tuyến chứ không phải tuyến tính

Có ba mối quan hệ có thể có giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến số kinh tế vĩ mô

là : đồng liên kết tuyến tính, đồng liên kết phi tuyến tính và không có đồng liên kết Tuy nhiên, các nghiên cứu cho đến thời điểm hiện tại đa phần quan tâm đến mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính và hiếm khi chú ý đến mối quan đồng liên kết phi tuyến Trong khi đó trên thực tế, không một lý thuyết kinh tế nào có thể đảm bảo rằng mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực với các biến số kinh tế vĩ mô phải là tuyến tính Với việc bỏ qua các trường hợp phi tuyến này có thể đưa đến kết luận sai lệch rằng không tồn tại đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến số kinh tế vĩ mô

Tuy nhiên, từ đó đến nay các nghiên cứu về vấn đề này vẫn chưa có được một sự thống nhất Tranh cãi xuất hiện từ việc xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái với các biến số kinh tế vĩ mô là tuyến tính hay phi tuyến, cách chọn biến, phương pháp kinh tế lượng Điều này đã chứng minh độ phong phú về lý thuyết cũng như thực nghiệm của các nghiên cứu về tỷ giá hối đoái thực

Chính từ mâu thuẫn đó, một số nghiên cứu về xác định mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái và các biến số vĩ mô được ra đời như bài nghiên cứu của tác giả Chinn (1991), Meese và Rose (1991), Ma và Kanas (2000)) và một số nghiên cứu

về các mô hình ứng dụng trong việc xác định mối quan hệ phi tuyến giữa các đối tượng được quan tâm, cụ thể như sau :

2.1 Nghiên cứu sử dụng thuật toán ACE

Năm 1895, Breiman và Friedman phát triển thuật toán ACE, cung cấp một

phương pháp hoàn toàn tự động để ước tính biến đổi tối ưu đa hồi quy Nó cũng

cung cấp một phương pháp ước lượng tương quan tối đa giữa các biến ngẫu nhiên Thuật toán ACE cũng có thể xử lý các biến hỗn hợp và được dùng để chuyển đổi các biến có mối quan hệ tuyến tính thành các biến có mối quan hệ phi tuyến tính

Năm 1991, xuất hiện bài nghiên cứu “Some linear and nonlinear thoughts on

exchange rates” của Menzie David Chinn đánh giá khả năng sử dụng một hình

thức đặc biệt của ước tính phi tuyến sử dụng mô hình kỳ vọng có điều kiện lặp (ACE), được xem là một công cụ chẩn đoán, và là một phương pháp dự báo Bài viết đã tóm tắt một số kết quả đáng thất vọng của các mô hình tuyến tính xác định

tỷ giá hối đoái, bao gồm cả những liên quan đến lý thuyết đồng liên kết Và bài viết kết luận là các biến đổi tối ưu gần như luôn luôn là phi tuyến Bài viết thảo luận về triển vọng sử dụng mô hình phi tuyến xác định tỷ giá trên cơ sở kết quả so sánh ước tính của các biến bởi mô hình tiền tệ giá cứng

Năm 1999, Yue Ma, Angelos Kanas đã đề xuất hai thử nghiệm phi tham số để kiểm

định tính phi tuyến trong mối quan hệ giữa tỷ giá và các biến số kinh tế vĩ mô

Bài nghiên cứu “Testing for a nonlinear relationship among fundamentals and

exchange rates in the ERM” đã sử dụng thuật toán ACE để chuyển đổi biến và thực

hiện các bước kiểm tra mối quan hệ phi tuyến trong dài hạn giữa tỷ giá với các biến kinh tế vĩ mô gồm 4 bước như sơ đồ bên dưới :

Áp dụng kiểm định nhân quả phi tuyến Granger theo phương pháp của Baek và Brock (1992) cho chuỗi phần dư từ mô hình VAR Mục đích của việc kiểm định

Bước 1: Kiểm định đơn vị

Không có đồng liên kết phi tuyến Bước 4: Ước lượng mô hình VAR

cho các chuỗi sai phân bậc 1

Có mối quan hệ dài hạn

Có đồng liên kết

phi tuyến

KQ kiểm định

Kiểm định mối quan hệ phi tuyến

Kiểm định đồng liên kết phi tuyến

(Granger và Hallman 1991;

Breiman và Freidman 1985)

Kiểm tra quan hệ nhân quả phi tuyến Granger (kiểm định sử dụng mô hình ARFIMA)

Có đồng liên kết

Bước 3: Kiểm tra đồng liên kết

phi tuyến nếu không có đồng

liên kết tuyến tính

KQ kiểm định Không

dừng

Dừng

Bước 4: Ước lượng mô hình

VAR cho các chuỗi biến gốc

Bước 2: Kiểm tra tham số

tuyến tính và đồng liên kết

phi tham số của Johansen

KQ kiểm định Không có đồng

liên kết

này là để loại bỏ tất cả các cấu trúc tuyến tính trong mô hình Nếu kiểm định cho thấy không có mối quan hệ nhân quả, điều này có nghĩa là không có bằng chứng về tính chất phi tuyến Sau đó để loại bỏ các yếu tố phi tuyến gây ra bởi các bong bóng trên thị trường, các tác giả sử dụng mô hình ARFIMA để kiểm tra bậc liên kết không nguyên cho các chuỗi số thời gian Nếu bậc liên kết của tỷ giá hối đoái không lớn hơn rõ rệt so với các chuỗi biến số kinh tế vĩ mô, có thể loại bỏ sự tồn tại của các bong bóng

Khi kiểm tra mối quan hệ phi tuyến giữa các biến số kinh tế vĩ mô và tỷ giá hối đoái đối với hai quốc gia Hà Lan – Đức, nhóm tác giả đã phát hiện ra đồng liên kết phi tuyến giữa tiền, sản lượng và tỷ giá hối đoái cho Hà Lan-Đức và đây cũng có thể được hiểu như là bằng chứng của một mối quan hệ phi tuyến dài hạn

Đối với Pháp-Đức, các kết quả nghiên cứu không tìm thấy bằng chứng của đồng liên kết phi tuyến Nhưng các kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ nhân quả phi tuyến Granger của đồng France đối với tỷ giá FFr/DM Những phát hiện này có thể được hiểu như là bằng chứng về một mối quan hệ phi tuyến linh hoạt (dynamic) và phù hợp với giả thuyết về sự chiếm ưu thế của đồng tiền Đức Trên

cơ sở các mô hình ước tính phân đoạn ARIMA, Yue Ma, Angelos Kanas bác bỏ những giả thuyết mà mối quan hệ phi tuyến được tạo ra do các bong bóng trên thị trường

2.2 Nghiên cứu sử dụng mô hình VECM và tính tỷ giá cân bằng hành vi ( phương pháp BEER)

Năm 2008, Sophie Béreau, Antonia López Villavicencio và Valérie Mignon nghiên

cứu chức năng phi tuyến của tỷ giá hối đoái thực hướng tới giá trị cân bằng hành vi

của nó (BEER) sử dụng một mô hình hồi quy chuyển đổi “Nonlinear Adjustment

of the Real Exchange Rate Towards its Equilibrium Value ” cho thấy quá trình hội

tụ tỷ giá thực trong thời gian dài là đặc trưng của tính phi tuyến cho các nền kinh tế

mới nổi, trong khi các nước công nghiệp thể hiện một mô hình tuyến tính Giá trị BEER được tính bằng cách dự đoán tỷ giá thực hiệu lực từ các phương trình dài

hạn ước tính, sử dụng mô hình VECM

2.3 Nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL ( Mô hình phân bổ trễ tự hồi quy)

Năm 2001, Hashem Pesaran đã phát triển một cách tiếp cận mới cho vấn đề kiểm

tra sự tồn tại của một mối quan hệ giữa một biến phụ thuộc và một tập hợp các biến hồi quy , khi không biết chắc chắn liệu các biến hồi quy cơ bản dừng ở bậc 0 hay bậc 1 Phương pháp kiểm tra được đề nghị dựa trên thống kê tiêu chuẩn F hoặc t để kiểm tra mức ý nghĩa của các cấp độ trễ của các biến trong cơ chế điều chỉnh cân bằng đơn biến Hai bộ giá trị tiệm cận được cung cấp : một là khi tất cả các giá trị hồi quy hoàn toàn là bậc 1 và bộ giá trị tiệm cận còn lại là tất cả các giá trị hồi quy hoàn toàn là bậc 0 Hai bộ giá trị quan trọng cung cấp một giá trị bao gồm tất cả các phân loại có thể có của các biến hồi quy : hoàn toàn bậc 1, hoàn toàn bậc 0 hoặc trường hợp tồn tại hỗn hợp cả hai bậc

Phương pháp tiếp cận ARDL ( mô hình phân bổ trễ tự hồi quy) được sử dụng để ước tính ECM với mô hình tự hồi quy véc tơ (VAR) làm nền tảng cho việc phân tích này Sử dụng kiểm định Wald (hoặc F- Statistic ) để thử nghiệm giả thuyết rằng

có tồn tại hay không quan hệ giữa các biến được xem xét Dựa vào kết quả thống kê Wald (hoặc F- Statistic ) để kết luận về mối quan hệ giữa các biến

Bài viết gần đây về mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến số

kinh tế vĩ mô “Nonliner relationship between the rate exchange and economic

fundamentals – Evidence from China and Kore” của hai tác giả i o i v

Jizhong Zhou năm 2011 khảo sát mối quan hệ phi tuyền tiềm năng giữa tỷ giá hối

đoái thực của hai đồng tiền (Nhân dân tệ của trung quốc và đồng Won Hàn Quốc)

và các biến số kinh tế vĩ mô bằng cách sử dụng dữ liệu hàng quý trong suốt giai đoạn từ quý 1 năm 1980– quý 4 năm 2009 Hai nhà nghiên cứu sử dụng thuật toán ACE và kiểm định đồng liên kết ARDL để tìm hiểu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ

giá thực và 5 biến đại diện cho nền kinh tế vĩ mô là: tăng trưởng năng suất, tỷ lệ mậu dịch, tài sản nước ngoài ròng, sự mở cửa của nền kinh tế, và mức chi tiêu chính phủ

Kết quả : Kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái thực và tỷ giá thực biến đổi (qua ACE) với các biến số kinh tế vĩ mô

NFA có tác động đồng biến lên REER, còn TOT lại tác động nghịch biến lên REER

ở gần như toàn bộ giá trị

GEXP thường có xu hướng tác động nghịch biến đến REER

GEXP ở trường hợp này không có ý nghĩa

Kết quả cho thấy ngược lại với với các mối quan hệ tuyến tính thông thường, độ co giãn của tỷ giá hối đoái thực đối với các biến số kinh tế vĩ mô thay đổi qua thời gian theo một mối quan hệ phi tuyến

Để xem xét rõ hơn tác động của các biến số kinh tế vĩ mô đối với tỷ giá hối đoái thực, hai tác giả Xiaolei Tang và Jizhong Zhou tiến hành phân tích độ co giãn của REER đối với các biến trong mô hình

Kết quả phân tích độ co giãn :

Đối với CNY, | | | | (x = prod, open, gexp và NFA) nhưng | |

| | có nghĩa là tỷ giá hối đoái danh nghĩa CNY phản ứng mạnh mẽ hơn tỷ giá hối đoái thực khi có sự biến động của các biến số kinh tế vĩ mô ngoại trừ tỷ lệ mậu dịch

Tuy nhiên, có một chút sự khác biệt đối với KRW, tại Hàn Quốc | | | | (x = prod, open, tot) nhưng| | | | và so với CNY, sự khác biệt giữa độ

co giãn của reer và neer là nhỏ hơn nhiều

Và sau khi tổng hợp, hai tác giả nhận thấy rằng ở cả hai đồng KRW và CNY đều có

độ lớn trung bình của độ co giãn neer lớn hơn reer Điều này cho thấy trên giác độ tổng thể, tỷ giá hối đoái danh nghĩa phản ứng mạnh mẽ hơn so với tỷ giá hối đoái thực khi có sự biến động của các biến số kinh tế vĩ mô Việc này lý giải tại sao tỷ giá hối đoái danh nghĩa thường dễ biến động hơn so với tỷ giá thực

Khi so sánh tổng và tổng của CNY với KRW, hai tác giả Xiaolei Tang

và Jizhong Zhou nhận thấy rằng tác động tổng thể của các biến số kinh tế đến tỷ giá hối đoái của CNY là mạnh mẽ hơn so với tỷ giá hối đoái KRW, điều này có thể hỗ trợ cho quan điểm rằng trong chế độ tỷ giá thả nổi hoàn toàn thì tỷ giá hối đoái thực

có xu hướng ổn định hơn Các kết quả trên cho thấy rằng các sự phản ứng của tỷ giá hối đoái KRW và CNY là khác nhau, mặc dù cả hai đều có mối quan hệ phi tuyến với các biến số kinh tế vĩ mô

2.4 Một số nghiên cứu khác về tính phi tuyến của tỷ giá hối đoái sử dụng các

mô hình khác nhau

Paul De Grauwe và Isabel Vansteenkiste đã tiến hành kiểm tra mối quan hệ giữa

sự thay đổi trong tỷ giá danh nghĩa và các biến số kinh tế vĩ mô có phải là phi

tuyến hay không với bài nghiên cứu : “Exchange Rates And Fundamentals: A

Non-Linear Relationship” Tác giả sử dụng mô hình MS-AR của Hamilton (1989)

Để thực hiện nghiên cứu này, họ mở rộng mô hình “Markov switching” được giới thiệu bởi McConnell and Pere Quiros (2000) và Dewachter (2001) và đưa nó vào phân tích ở các nước có lạm phát cao và các nước có lạm phát thấp Sự so sánh này giúp chúng ta có một cái nhìn rõ ràng hơn về tính phi tuyến giữa tỷ giá và các biến kinh tế vĩ mô

Để ước lượng các mô hình nói trên, họ chọn dữ liệu hàng tháng của tỷ giá hối đoái

và các biến số kinh tế vĩ mô Cụ thể:

Đối với các nước lạm phát thấp, dữ liệu về giá đồng nội tệ, cung tiền, mức giá và lãi suất trong nước của Đức, Pháp, Ý, Nhật Bản, Anh và Hoa Kỳ được thu thập Chuỗi dữ liệu này được bắt nguồn từ BIS

Đối với các nước lạm phát cao, dữ liệu của biến như trên thu được từ Argentina, Bolivia, Brazil, Chile, Columbia và Ecuador

Cuối cùng, các nhà nghiên cứu xác định thời gian mẫu mà tỷ giá hối đoái trong nước lạm phát cao được nghiên cứu là ở giai đoạn thả nổi Họ sử dụng điều này như là một điểm khởi đầu cho việc phân loại tỷ giá hối đoái được trình bày trong Reinhart và Rogoff (2004), nhưng mở rộng phân tích với thông tin từ Ngân hang Phát triển châu Mỹ La tinh Kết quả thực nghiệm cho thấy:

Đối với các nước có lạm phát cao mối quan hệ tuyến tính “thế hệ thứ nhất” giữa thông tin của các biến số vĩ mô kinh tế và sự thay đổi của tỷ giá là ổn định và sâu sắc

Tuy nhiên, đối với các nước có lạm phát thấp nơi mà trạng thái chuyển đổi thường xuyên xảy ra, các nhà nghiên cứu đã phát hiện ra mô hình phi tuyến dựa trên sự tồn tại của các chi phí chuyển đổi và đã được giải thích bằng các nghiên cứu thực

nghiệm Đồng thời các nhà nghiên cứu cũng thấy rằng mô hình phi tuyến tính đơn giản này có khả năng tự nhân rộng như các kết quả đã đưa ra trong bài báo này

Năm 2007, bài nghiên cứu “ Nonlinear Exchange Rate Predictability” của Carlos

Felipe Lopez-Suarez and Jose Antonio Rodriguez-Lopez dự đoán tính phi tuyến của tỷ giá hối đoái Nghiên cứu xem hành vi phi tuyến của tỷ giá thực có thể giúp tính toán cho khả năng dự đoán tỷ giá hối đoái danh nghĩa hay không, xây dựng một mô hình hiệu chỉnh sai số phi tuyến cho phép chúng ta kiểm tra giả thuyết dự đoán phi tuyến của tỷ giá hối đoái danh nghĩa và hành vi phi tuyến trên tỷ giá thực trong bối cảnh của một hệ thống đồng liên kết hoàn toàn Sử dụng một bảng 19 quốc gia và ba đơn vị tính, chúng ta tìm thấy bằng chứng về khả năng dự đoán phi tuyến của tỷ giá hối đoái danh nghĩa và ý nghĩa phi tuyến của tỷ giá thực Bằng cách sử dụng ngang giá sức mua (PPP) nghiên cứu phi tuyến có thể giải thích cho

sự hạn chế khả năng dự báo tỷ giá hối đoái Xây dựng trên nghiên cứu của Granger

và Swanson (1996), xây dựng một hệ thống đồng liên kết tổng quát mà có khả năng

dự đoán hoặc không thể dự đoán của tỷ giá hối đoái danh nghĩa cũng như hành vi tuyến tính hoặc phi tuyến trên tỷ giá thực

Năm 2010, bài nghiên cứu “Nonlinear Mean-Reversion in Southeast Asian Real

Exchange Rates” của Doo-Yull Choi.*, Bong-Han Kim** và See-Won Kim cho

thấy xu hướng về giá trị phi tuyến cơ bản trong giá tiền tệ Đông Nam Á bằng cách

áp dụng các thử nghiệm phi tuyến đơn vị mới được phát triển bởi Park và Shintani (2005) Đầu tiên, với đồng đô la Mỹ là đồng tiền chuẩn, tác giả thấy rằng 63% của

tỷ giá hối đoái thực tế của tiền tệ Đông Nam Á lần lượt ổn định Tuy nhiên, với đồng yên Nhật là đồng tiền chuẩn, chúng ta thấy không có bằng chứng có lợi cho sức mua tương đương đối với hầu hết các đồng tiền trong khu vực Đông Nam Á, ngoại trừ đồng won Hàn Quốc và đồng đôla Đài Loan Những phát hiện này hàm ý rằng tiền tệ Đông Nam Á có thể không tạo thành một hệ thống tỷ giá hối đoái châu

Á do đồng yên thống trị Thứ hai, khi đồng đô la Mỹ là cơ sở, tỷ giá hối đoái thực các nước Đông Nam Á có xu hướng quay về giá trị cơ bản phi tuyến Tác giả thấy

rằng quá trình quay trở lại giá trị cơ bản có thể được mô tả tốt bởi mô hình Estar, hơn nữa là DTAR hoặc mô hình DLSTAR Kết quả được củng cố bởi chức năng

phản ứng xung và phân tích dự báo

3 Phương pháp nghiên cứu

ổn định, phản ánh nguồn vốn ròng tiềm ẩn và kỳ vọng (cân bằng bên ngoài) Mức

tỷ giá hối đoái này được gọi là “cơ bản” vì nó loại bỏ đi những yếu tố ngắn hạn và tập trung vào các yếu tố quyết định trung và dài hạn Việc đánh giá tỷ giá hối đoái của một quốc gia có thể thực hiện bằng cách so sánh mức tỷ giá hối đoái hiện tại với mức cân bằng FEER

Một vấn đề nảy sinh khi áp dụng phương pháp FEER mức độ ảnh hưởng của các thông tin thực tế và lý thuyết đến việc xác định tỷ giá hối đoái Mức cân bằng trong phương pháp FEER được tính toán với giả định là tài khoản vãng lai được đo lường ở mức toàn dụng và với một dòng vốn ổn định Tuy nhiên, trong rất nhiều trường hợp các tính toán này được thực hiện mà không xét đến tác động của các biến có ảnh hưởng thực sự tới hành vi của tỷ giá hối đoái Tỷ giá hối đoái trong phương pháp tiếp cận này sẽ không thay đổi chừng nào vị thế cân

bằng bên trong và bên ngoài còn được duy trì, nhưng theo quan điểm hành vi thì liệu một mức cân bằng như vậy có tồn tại hay không vẫn chưa được chứng minh

Một phương pháp tiếp cận khác, được đề xuất bởi Clark và Maccdonald (1998), liên quan đến việc phân tích kinh tế lượng trực tiếp một mô hình hành vi của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực – được gọi với cái tên tỷ giá hối đoái cân bằng hành vi (Behavioral Equilibrium Exchange Rate (BEER)) Cách tiếp cận BEER đã xây dựng được phương pháp đo lường độ lệch của tỷ giá hối đoái thực và có những ưu điểm vượt trội hơn so với FEER Theo phương pháp tiếp cận BEER, tổng độ lệch (so với giá trị cân bằng ước lượng theo các giá trị thực tế của các biến kinh tế vĩ mô) của tỷ giá hối đoái tại bất kỳ thời điểm nào có thể được phân tích thành tác động của các yếu tố tạm thời, các biến động ngẫu nhiên, và độ lệch của các biến số kinh tế vĩ mô so với mức cân bằng của chúng Trong khi FEER là một phương thức tiếp cận tập trung riêng vào mối quan hệ trung và dài hạn, phương pháp BEER có tính tổng hợp cao hơn và vì vậy có thể được áp dụng để giải thích các biến động chu kỳ của tỷ giá hối đoái thực Phương pháp BEER cũng đủ linh hoạt để có thể áp dụng vào các nghiên cứu phức tạp tùy thuộc vào nhu cầu của người sử dụng Kỹ thuật thực nghiệm trong nghiên cứu này của các tác giả Ziaolei Tang và Z iz hong Z hou là một ứng dụng của mô hình BEER với tỷ giá hối đoái thực hiệu lực REER được giả sử chịu sự chi phối của một nhóm các biến số kinh tế vĩ mô như sau:

Các biến số kinh tế vĩ mô được đưa vào nghiên cứu tuân theo mô hình mà Montiel (1999) đã phát triển Các biến được xem như đóng vai trò quyết định đối với tỷ giá hối đoái thực trong dài hạn được chia ra làm bốn nhóm Nhóm đầu tiên bao gồm các yếu tố cung trong nước, cụ thể là về hiệu ứng Balassa-Samuelson xảy ra

do sự tăng trưởng năng suất nhanh hơn của khu vực hàng hóa thương mại so với

khu vực phi thương mại Thứ hai, cấu trúc của chính sách tài khóa, chẳng hạn như thay đổi vĩnh cửu trong cơ cấu của chi tiêu chính phủ giữa hàng hóa thương mại và phi thương mại cũng có liên quan Thứ ba, những thay đổi trong môi trường kinh

tế quốc tế, bao gồm cả những thay đổi của nền kinh tế bên ngoài về tỷ giá trao đổi, các dòng chuyển khoản bên ngoài, lạm phát nước ngoài, và mức lãi suất thực trên thế giới Thứ tư, chính sách tự do hóa thương mại, ví dụ , giảm trợ cấp xuất khẩu, có thể ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực dài hạn

3.2 Thuật Toán ACE

Công thức chung của một mô hình hồi quy tuyến tính có p biến độc lập, bao

gồm , , Xp, và một biến phụ thuộc Y được trình bày như sau:

(3.2)

Với , , , βp là các hệ số hồi quy cần ước tính, và là sai số giới hạn

Hồi quy bội thông thường đòi hỏi giả định mối quan hệ giữa các biến hồi quy

là tuyến tính, do đó vấn đề còn lại chỉ là việc ước lượng các tham số Phương pháp tiếp cận tham số tuyến tính như thế này chỉ thành công khi giả định về mối quan

hệ tuyến tính giữa các biến là chính xác Khi mối tương quan giữa các biến độc lập và các biến phụ thuộc không phải là tuyến tính hoặc chưa được xác định rõ ràng, hồi quy tham số tuyến tính có thể mang lại kết quả sai lầm có thể dẫn đến các kết luận không chính xác

Thuật toán ACE là một thuật toán có thể được áp dụng để giải quyết vấn đề hồi quy các biến khi mối quan hệ của chúng không phải là tuyến tính

Các phép khai triển ACE tối ưu có nguồn gốc duy nhất từ dữ liệu trong thời kỳ và không đòi hỏi một giả định nào về mẫu hàm cho biến phụ thuộc hoặc biến độc lập,

từ đó cung cấp một công cụ mạnh để thăm dò phân tích dữ liệu

3.3 Hồi quy tuyến tính và mối quan hệ đồng liên kết

Theo Granger và Hallman (1991) và Granger (1991), các biến ban đầu của và

(i=1,2, , k) là đồng liên kết phi tuyến nếu tồn tại các hàm phi tuyến f và (i= 1,2, , k) sao cho f ( ) và ( ) (i= 1,2, , k) là các chuỗi I(1) hay có liên kết bậc 1, và tồn tại một kết hợp tuyến tính của f( ) và ( ) (i =1,2, , k) là I(0) Như vậy, quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa các biến ACE chuyển đổi có thể được coi là mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến giữa các biến ban đầu

3.4 Phươ pháp kiểm định biên ARDL

Phương pháp kinh tế lượng trong bài nghiên cứu này theo Xiaolei Tang và Jizhong zhou là một ứng dụng của mô hình kiểm định đồng liên kết ARDL được phát triển bởi Pesaran-Shin (1999) và Pesaran et al (2001) Theo đó trình tự được chia làm hai bước chính

Tại bước đầu tiên, tác giả đi kiểm định mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa các biến trong biểu thức (3.7) Nếu đồng liên kết tuyến tính không xảy ra, có thể kết luận giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến kinh tế vĩ mô đang xem xét không có mối quan hệ tuyến tính trong dài hạn

Nếu điều này xảy ra, các tác giả tiếp tục kiểm định mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến giữa các biến Để thực hiện kiểm định này, tác giả đã sử dụng thuật toán ACE để biến đổi các biến trong mô hình và sau đó thực hiện kiểm định đồng liên kết giữa các biến chuyển đổi Nếu như các biến sau khi chuyển đổi được xác định là có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính thì các tác giả kết luận các biến gốc trước khi chuyển đổi có mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến

Sơ đồ minh hoạ như sau:

Không dừng

Có dừng

Không dừng

Có

Hồi quy OLS cổ điển

KQ kiểm định

Kiểm định tính dừng của sai phân bậc 1

KQ kiểm định

Có quan hệ đồng liên kết

Hồi quy mô hình ARDL để xác định mối quan hệ đồng

liên kết phi tuyến

Kiểm định Wald

Kiểm định hiện tượng tự tương quan của các biến

Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Kiểm định sự ổn định của mô hình

Thu thập dữ liệu

Do thuật toán ACE có thể khiến một chuỗi số thời gian có kết hợp bậc 1 (một chuỗi I(1)) trở thành một chuỗi I(0) sau khi biến đổi Vì vậy, ngay cả khi tất cả các chuỗi gốc là chuỗi I(1), các chuỗi sau khi biến đổi có thể là một hỗn hợp của các chuỗi I(0) và I(1) Trong trường hợp này, theo đề xuất của Pesaran và Shin (1999)

và Pesaran et al (2001) phương pháp kiểm định biên ARDL có một lợi thế hơn các

kỹ thuật hồi quy được đề xuất bởi Engle và Granger (1987) và phương pháp tiếp cận Johansen (1995), vì các mô hình này thường yêu cầu rằng tất cả các chuỗi phải có liên kết bậc 1 Hơn nữa, phương pháp ARDL mạnh hơn các phương pháp khác khi xem xét các bộ mẫu nhỏ hơn, chính vì vậy các tác giả Xiaolei Tang và

Z i z hong Zhou đã áp dụng phương pháp này vào nghiên cứu của mình

Trình tự kiểm định đồng liên kết theo phương pháp ARDL có thể được trình bày như sau:

Xét mô hình với biến phụ thuộc y và các biến độc lập x i (i=1,2 n) Bước đầu tiên

trong phương pháp ARDL đó là ước lượng mô hình sau sử dụng phương pháp OLS:

∑ ∑ ∑ ∑ (3.8)

Trong đó δ và i là các số nhân dài hạn, θ và là các hệ số trong ngắn hạn ut là

nhiễu trắng, p là số lượng trễ tối đa mà chúng ta đưa vào mô hình

Sau khi ước lượng phương trình (1), tiếp theo ta cần sử dụng kiểm định Wald-Test

để kiểm định giả thiết các số nhân dài hạn của các biến trễ yt-1 và xi,t-1(i=1,…n) đều bằng 0 Giả thiết của kiểm định có thể được trình bày như sau:

So sánh giá trị kiểm định Wald-Test với bảng giá trị tới hạn do Pesaran (2001) tính toán Bảng giá trị tới hạn này được tính toán dựa trên số lượng các biến hồi quy và các giá trị định trước được đưa vào mô hình Có hai mức giá trị tới hạn, hay còn được là giới hạn trên và giới hạn dưới Giới hạn dưới thể hiện mức giá trị

tới hạn trong trường hợp giả định tất cả các biến hồi quy đều có I(0), trong khi đó giới hạn trên được tính toán với giả định tất cả các biến đều có liên kết bậc 1, I(1)

Nếu giá trị Wald-Test tính toán được cao hơn giới hạn trên, giả thiết H0, không có đồng liên kết giữa các biến, có thể được bác bỏ Ngược lại, nếu giá trị kiểm định thấp hơn giới hạn dưới, lúc này không thể bác bỏ giả thiết H0 Khi giá trị Wald-Test rơi vào khoảng giữa hai biến, lúc này chúng ta chưa thể kết luận kết quả kiểm định, nguyên nhân có thể là do bậc liên kết của các biến hồi quy

Nếu kết quả kiểm định Wald-Test cho ta thấy có mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến hồi quy, công việc tiếp theo sẽ là ước lượng mô hình mối quan hệ dài hạn giữa các biến Một mô hình ARDL tổng quát có dạng như sau:

Từ phương trình ước lượng trên, chúng ta sẽ ước lượng được phương trình đồng liên kết giữa các biến Với một phương trình đồng liên kết tổng quát của các biến có dạng:

(3.10)

Các hệ số β được tính theo các công thức sau:

Với j=1,2,…,n các hệ số βj là các hệ số đồng liên kết trong dài hạn của các biến

Từ phương trình đồng liên kết mới ước lượng được, các tác giả có thể phân tích mối tương tác của các biến trong dài hạn

3.5 Xây dựng các biến

Để giải thích cách xây dựng các biến trong phương trình, tương tự như đo lường

tỷ giá hối đoái, các biến số kinh tế vĩ mô cũng được thể hiện dưới dạng giá trị tương đối của các biến trong nước với các đối tác nước ngoài Chính vì vậy, chỉ có

sự chênh lệch giữa các biến trong và ngoài nước mới tác động đến chuyển động của

tỷ giá hối đoái1 Hơn nữa, để có cái nhìn tổng thể về mối quan hệ cân bằng giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến số kinh tế vĩ mô, tác giả đã nghiên cứu về tỷ giá hối đoái hiệu lực đa phương (thay vì duy nhất một tỷ giá hối đoái song phương)

Cũng giống như tính toán tỷ giá hối đoái hiệu lực, tất cả các biến số kinh tế vĩ mô được thể hiện dưới dạng tỉ số, có thể là tỷ lệ giữa các biến nội địa và các biến tương tự liên quan ở nước ngoài, các biến ở nước ngoài ở đây là bình quân gia quyền của các giá trị tương ứng của các đối tác thương mại chính của nước nội địa Còn các trọng số tương ứng là thị phần trong ngoại thương của nước chủ nhà Có thể, các nhà nghiên cứu sẽ xác định 10 đối tác thương mại hàng đầu của mỗi quốc

gia thông qua tổng khối lượng thương mại song phương (xuất khẩu và nhập khẩu) Sau đó họ tính thị phần của đối tác i, ở nước H, trong năm t theo công thức:

WiHt = FTiHt / TFTiHtTrong đó:

- WiHt : thị phần của đối tác I, ở nước H trong năm t, trong đó i = 1,2,…,10,

- H : Nước chủ nhà ( Việt Nam)

- FTiHt là khối lượng thương mại với nước chủ nhà H

- TFTHt là tổng ngoại thương của nước nội địa với các 10 đối tác kinh doanh hàng đầu

Lưu ý rằng trong cùng một năm, các trọng số được giả định không thay đổi

3.5.1 Tỷ giá thực hiệu lực – tỷ giá thực đa phương (REER-Real effective exchange rate)

Tỷ giá hối đoái thực là tỷ giá danh nghĩa được điều chỉnh bởi tương quan giá cả trong nước và ngoài nước Khi tỷ giá danh nghĩa tăng hay giảm không nhất thiết phải đồng nghĩa với sự gia tăng hay giảm sức cạnh tranh thương mại quốc tế Như vậy, tỷ giá hối đoái thực là một phạm trù kinh tế đặc thù và việc phân tích tỷ giá hối đoái thực sẽ là một vấn đề cần được quan tâm Có hai loại tỷ giá thực

a Tính tỷ giá thực song phương

Tỷ giá thực song phương (RER) là tỷ giá danh nghĩa đã được điều chỉnh theo mức chênh lệch lạm phát giữa hai nước, nó là chỉ số thể hiện sức mua của đồng nội tệ so với đồng ngoại tệ Vì thế có thể xem tỷ giá thực là thước đo sức cạnh tranh trong mậu dịch quốc tế của một quốc gia so với một quốc gia khác

Có tỷ giá thực song phương ở trạng thái tĩnh và tỷ giá thực song phương ở trạng thái động Hiện nay không có quốc gia nào công bố giá của một rổ hàng hóa, cho nên tỷ

giá thực ở trạng thái tĩnh chỉ mang ý nghĩa lý thuyết Vì vậy, người ta sử dụng tỷ giá

ở trạng thái động để tính toán sự vận động của tỷ giá thực từ thời kỳ này sang thời

kỳ khác thông qua việc điều chỉnh tỷ giá danh nghĩa với chênh lệch lạm phát giữa hai quốc gia có đồng tiền đem so sánh

Tỷ giá thực song phương chỉ cho chúng ta biết được sự lên giá hay xuống giá của đồng nội tệ so với một đồng ngoại tệ Ngày nay, quan hệ thương mại là đa phương, một nước có quan hệ buôn bán với rất nhiều nước trên thế giới Vấn đề được đặt ra

là tại một thời điểm nhất định làm sao có thể biết được đồng nội tệ lên giá hay giảm giá so với các đồng tiền của các quốc gia khác có quan hệ mậu dịch, hay nói cách khác là làm sao để có thể biết được tương quan sức mua hàng hóa của đồng nội tệ với các đồng ngoại tệ để làm cơ sở đánh giá tác động của tỷ giá đối với cán cân thương mại của quốc gia? Để có cái nhìn toàn diện hơn về vị thế cạnh tranh của hàng hóa trong nước với các đối tác thương mại khác người ta dùng tỷ giá thực đa phương (tỷ giá trung bình)

b Tỷ giá thực đa phương

Tỷ giá thực đa phương là một chỉ số phản ánh mức độ cạnh tranh về giá cả của quốc gia và là cơ sở để đánh giá đồng nội tệ bị định giá cao hay thấp Chỉ số này rất hữu ích cho việc đạt được mục tiêu thích hợp trong cơ chế tỷ giá hỗn hợp giữa linh hoạt

và cố định Vì vậy, nó được nhìn nhận như là dữ liệu cơ bản cho quá trình thực thi chính sách

Tỷ giá thực đa phương được tính toán để định ra giá trị thực của đồng nội tệ so với các ngoại tệ (rổ ngoại tệ) Bằng cách điều chỉnh tỷ giá theo chênh lệch lạm phát quốc nội so với lạm phát các đối tác tác thương mại, ta sẽ có tỷ giá thực song phương với từng đồng ngoại tệ Sau đó xác định quyền số (mức độ ảnh hưởng đối

với tỷ giá thực thông qua tỷ trọng thương mại của từng đối tác với quốc gia có đồng tiền tính REER).

Điểm đáng lưu ý là định nghĩa tỷ giá hối đoái là số đơn vị ngoại tệ trên một đơn vị nội tệ Chính vì thế một sự gia tăng trong tỷ giá thể hiện sự đánh giá cao giá trị đồng nội tệ Công thức tính tỷ giá thực hiệu lực của nước nội địa H:

∏

Trong đó:

- REERHt là tỷ giá thực hiệu lực của H trong khoảng thời gian t

- P là chỉ số giá tiêu dùng (CPI): (PHt là chỉ số giá tiêu dùng của nước H trong khoảng thời gian t, Pit là chỉ số giá tiêu dùng của nước i ( với i=1,2,3 10) trong khoảng thời gian t)

- R là tỷ giá danh nghĩa của đồng đôla Mỹ (RHt là tỷ giá danh nghĩa của đồng đô la

Mỹ tại nước H trong khoảng thời gian t, Rit là tỷ giá danh nghĩa của đồng đô la Mỹ tại nước i trong khoảng thời gian t)

- Kí hiệu H : nước sở tại và tương ứng là nước đối tác i( với i=1,2,3 10)

3.5.2 Chênh lệch trong năng suất (PROD-Difference in productivity)

Tác giả đã sử dụng lý thuyết điển hình Balassa-Samuelson (Balassa,1964; Samuelson, 1964) khi phân tích những ảnh hưởng của sự khác biệt trong năng suất tác động đến tỷ giá thực Trong lý thuyết này, Balassa-Samuelson cho rằng một

sự gia tăng tương đối lớn về năng suất trong khu vực hàng hóa thương mại của một nền kinh tế sẽ dẫn đến sự đánh giá cao đồng tiền (tức là tỷ giá thực tăng) của nước đó đồng thời thúc đẩy bởi sự gia tăng nhanh của giá hàng hoá phi thương mại

so với giá hàng hóa thương mại Trong đó, đa phần giá cả tương đối giữa hàng hóa phi thương mại và hàng hóa thương mại được đại diện bởi chỉ số CPI -PPI ( PPI kí hiệu chỉ số giá sản xuất) hoặc bằng GDP bình quân đầu người

Theo Kim và Korhonen (2005), nghiên cứu này sử dụng mức thu nhập bình

quân GDP/người (PCGDP) như là một đại diện đặc trưng cho sự khác biệt trong năng suất, được tính bằng cách sử dụng một công thức tương tự như công thức (9) ở trên

- PRODHt là sự khác biệt trong năng suất của H trong khoảng thời gian t

- PCGDP: thu nhập bình quân đầu người GDP( là bình quân

GDP của nước H trong t năm, là bình quân GDP của nước i trong

t năm)

- Kí hiệu H : nước sở tại và tương ứng là nước đối tác i

3.5.3 Tỷ lệ mậu dịch (TOT-terms of trade)

Tác giả định nghĩa tỷ lệ mậu dịch là tỷ số đo lường chênh lệch giữa giá xuất khẩu

và giá nhập khẩu của một quốc gia nhằm xác định lợi thế thương mại, chỉ số này được tính bằng tỷ lệ giữa giá trị đơn vị xuất khẩu trên giá trị đơn vị nhập khẩu Đa phần chỉ số này được sử dụng để đại diện cho sự thay đổi trong môi trường kinh tế quốc tế, tuy nhiên tác động của nó đối với tỷ giá thực lại mơ hồ do hai ảnh hưởng trái ngược nhau

Một là hiệu ứng thu nhập Theo đó, khi tỷ lệ thương mại cải thiện, thu nhập từ xuất khẩu và cầu hàng hóa phi thương mại sẽ tăng lên, do đó giá hàng hóa phi thương mại cũng tăng lên, dẫn đến tỷ giá thực tăng hay nói cách khác đồng nội địa đang được đánh giá cao

Hiệu ứng thứ hai là hiệu ứng thay thế, khi có sự cải tiến trong tỷ lệ mậu dịch tức là giá hàng nhập khẩu trở nên rẻ hơn, và ít nhất một phần cầu hàng hóa phi thương mại trong nước được thay thế bởi hàng nhập khẩu, chính vì thế giá hàng hoá phi thương mại sẽ giảm xuống Điều này dẫn đến tỷ giá thực giảm hay nói cách khác đồng tiền nội địa đang bị mất giá

Công thức để tính toán TOT là:

Trong đó:

- TOTHt là tỷ lệ mậu dịch của H trong khoảng thời gian t

- XV và MV : giá trị xuất khẩu và nhập khẩu đơn vị

- Kí hiệu H : nước sở tại và tương ứng là nước đối tác i

3.5.4 Chi tiêu chính phủ (GEXP- Government expenditure)

Trước đây đã có rất nhiều nghiên cứu về lý thuyết cũng như thực nghiệm của mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và tỷ giá hối đoái thực (Frenkel và Mussa, 1988; Froot và Rogoff, 1995; Obstfeld và Rogoff, 1996; Fischer, 2004; và Kim và Korhonen, 2005)

Chi tiêu Chính phủ cũng tác động đến tỷ giá hối đoái thực theo hiệu ứng thay thế và hiệu ứng thu nhập Một mặt là hiệu ứng thay thế, vì chi tiêu của chính phủ chủ yếu bao gồm hàng hóa phi thương mại nên hiệu ứng lấn át của chi tiêu chính phủ là thấp, vậy nên khi tăng chi ngân sách sẽ dẫn đến sự gia tăng cầu hàng hóa phi thương mại và kéo theo sự tăng giá của các loại hàng hóa này, từ đó có thể dẫn đến

tỷ giá thực tăng hay nói cách khác là sự đánh giá cao đồng nội tệ Mặt khác, trong hiệu ứng thu nhập, sự gia tăng chi tiêu của chính phủ được tài trợ bởi mức thuế cao

hơn làm giảm thu nhập khả dụng và cầu của hàng hóa phi thương mại, điều này dẫn đến tỷ giá thực giảm hay nói cách khác là sự mất giá của đồng nội tệ

Hơn nữa, trong ngắn hạn và dài hạn, tác động của chính sách chi tiêu chính tỷ giá hối đoái thực có sự khác nhau Chi tiêu cao của chính phủ dự kiến sẽ không tác động mạnh mẽ vào tỷ giá hối đoái thực trong ngắn hạn Tuy nhiên, kéo dài tình trạng này rất có thể sẽ làm suy yếu niềm tin vào đồng tiền, vì mức thuế cao sẽ tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế và tỷ giá hối đoái thực Do đó, chi tiêu chính phủ cao trong dài hạn có thể gây ra sự đánh giá thấp tỷ giá thực

Biến này được tính theo tỷ lệ tương đối của các chi tiêu của chính phủ so với GDP

danh nghĩa bằng cách sử dụng công thức sau:

∏

Trong đó:

- GEXPHt là chi tiêu chính phủ của H trong khoảng thời gian t

- GEX mức chi tiêu tuyệt đối của chính phủ

- GDP là thu nhập bình quân đầu người

3.5.5 Độ mở của nền kinh tế (OPEN-openness of economy)

Kí hiệu H : nước sở tại và tương ứng là nước đối tác i

Biến OPEN đo lường mức độ mở cửa của nền kinh tế và được tính bằng tỷ số giữa tổng giá trị thương mại (nhập khẩu cộng với xuất khẩu) so với GDP

Về mặt lý thuyết, các tác động của sự mở cửa đối với tỷ giá hối đoái thực là không chắc chắn và vì vậy rất khó có được một tiên nghiệm Độ mở cửa của nền kinh tế

có thể thay đổi bằng việc giảm thuế nhập khẩu, gia tăng hạn ngạch, hoặc giảm thuế xuất khẩu

Giảm thuế quan hoặc tăng hạn ngạch có thể giảm giá hàng hóa thương mại trong nước và do đó dẫn đến cả hiệu ứng thu nhập và hiệu ứng thay thế Trong một hay nhiều giai đoạn, đối với hiệu ứng thay thế, giảm giá hàng thương mại sẽ kích thích sự gia tăng của cầu hàng nhập khẩu, dẫn đến sự suy giảm trong cán cân thương mại, do đó dẫn đến sự giảm giá trị của tỷ giá thực Tuy nhiên, hiệu ứng thu nhập của sự mở cửa đối với hàng hoá phi thương mại là mơ hồ và tùy thuộc vào xu hướng tiêu dùng của quốc gia thiên về hàng hóa thương mại hay phi thương mại Nếu tăng thu nhập nhờ chi tiêu cho hàng hóa phi thương mại nhiều hơn, thì tỷ giá hối đoái thực được dự kiến là sẽ tăng

Connolly và Devereux (1995) lại cho rằng hiệu ứng thay thế của sự mở cửa thường chi phối hiệu ứng thu nhập trong trường hợp này Vì vậy, sự gia tăng mở cửa trong trường hợp này có thể dẫn đến mất giá của đồng nội tệ thông qua sự suy thoái của cán cân thương mại Như lập luận của Connolly và Devereux (1995), nếu sự mở cửa được tăng lên thông qua giảm thuế xuất khẩu, hiệu ứng thu nhập và thay thế có

xu hướng tác động cùng chiều đối với sự thay đổi của nhập khẩu Trong trường hợp này cán cân thương mại sẽ được cải thiện và vì thế mà dẫn đến một sự đánh giá cao

- TFTHt, TFTit đại diện cho tổng giá trị ngoại thương của nước nội địa H và

đối tác nước ngoài của nó

- Kí hiệu H : nước sở tại và tương ứng là nước đối tác i

3.5.6 Tài sản nước ngoài ròng (NFA-Net foreign assets)

Tài sản nước ngoài ròng bằng tổng tài sản nước ngoài của một quốc gia trừ đi tổng

số nợ nước ngoài của nó Từ quan điểm cân bằng danh m c, thâm h t trong tài khoản vãng lai gây ra sự gia tăng nợ nước ngoài ròng của một quốc gia (được tài trợ bởi dòng vốn quốc tế) Tuy nhiên, các nhà đầu tư nước ngoài đòi hỏi mức lợi tức cao hơn để bắt đầu sự điều chỉnh danh m c đầu tư của họ Với mức lãi suất nhất định, điều này chỉ có thể được thực hiện thông qua sự mất giá đồng tiền của quốc gia nợ Thêm vào đó, kênh cán cân thanh toán giả định cho rằng các khoản nợ nước ngoài tích lũy do thâm h t tài khoản vãng lai phải được trả lãi bằng các khoản lãi suất thanh toán (có thể được tài trợ bằng thặng dư thương mại) Điều này cũng đòi hỏi sự mất giá của tiền tệ, do đó, khả năng cạnh tranh quốc tế của một nước có thể được củng cố và đạt được một lượng xuất khẩu ròng lớn hơn Vì thế, vị thế tài sản nước ngoài ròng mạnh sẽ dẫn đến một sự đánh giá cao đồng tiền, trong khi một vị trí yếu dự kiến sẽ gắn liền với sự mất giá

Để xem xét kích thước của một nền kinh tế, các tác giả chia các cổ phiếu của tài sản ròng nước ngoài cho GDP

NFA được tính toán bằng cách sử dụng công thức sau đây:

Trong đó:

- NFAHt là tài sản nước ngoài ròng của nước H trong khoảng thời gian t

- TFTHt, TFTit đại diện cho tổng giá trị ngoại thương của nước nội địa H và

đối tác nước ngoài của nó

- Kí hiệu H : nước sở tại và tương ứng là nước đối tác i

- TFA và TFL biểu thị tổng tài sản nước ngoài và tổng nợ nước ngoài tương ứng

Trong bài nghiên cứu này các số liệu được sử dụng bao gồm dữ liệu hàng quý trong giai đoạn 2000Q1-2012Q4 Ngoại trừ những trường hợp đặc biệt được lưu ý tại các ghi chú liên quan, các dữ liệu được sử dụng để tính toán các biến ở trên trực tiếp lấy từ cơ sở dữ liệu của IMF, DOTS, IFS và Tổng cục thống kê Việt Nam

4 Kết quả nghiên cứu

- Bước 1 : Đầu tiên, sử dụng kiểm định ADF để kiểm định tính dừng

của biến gốc Kết quả cho thấy rằng các chuỗi gốc không dừng ở mức ý

nghĩa 5%, tuy nhiên các chuỗi sai phân bậc một đều dừng, vậy nên

không có chuỗi nào có tương quan bậc 2

- Bước 2 : Thực hiện biến đổi các biến số bằng thuật toán ACE Sau đó áp

dụng kiểm định đơn vị ADF cho các biến đã được biến đối và kết quả

được trình bày trong bảng 2 (các biến sau khi thay đổi được đánh dấu

bằng một số mũ A) Phần lớn các dãy biến đổi vẫn tiếp tục không dừng,

ngoại trừ tota và gexpa Vì vậy, kiểm định biên ARDL sẽ được thực hiện

dựa trên sự kết hợp các dãy I(1) và I(0) Và tác giả đã tìm thấy mối quan

hệ đồng liên kết giữa các biến chuyển đổi, điều đó có nghĩa rằng tồn tại

mối quan hệ phi tuyến giữa các chuỗi gốc tương ứng

- Bước 3 : Sử dụng phương pháp kiểm định biên ARDL để khảo sát mối

quan hệ đồng liên kết giữa những biến gốc Kết quả cho thấy không có

bất kỳ mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính nào được tìm thấy, vậy nên

tác giả có thể tiếp tục thực hiện kiểm định cho đồng liên kết phi tuyến

4.1 Thu thập số liệu và tính toán các biến

Để nghiên cứu hành vi của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực tại Việt Nam, tác giả đã thu thập các số liệu của Việt Nam và 10 nước bạn hàng thương mại lớn đó là Australia, Hồng Kông, Indonesia, Nhật Bản, Hàn Quốc , Malaysia, Singapore, Switzeland, Thái Lan, Hoa Kỳ Các số liệu thu thập được là các số liệu theo quý và có nguồn từ kho dữ liệu của IMF và World Bank, tradingeconomics, IFS và Tổng cục thông kê, với thời gian quan sát từ quý 1/2000 cho tới quý 4/2012 Do một số dữ liệu cần thiết

để tính toán không đầy đủ, nên tác giả sẽ xem xét một mô hình giản lược so với mô hình gốc Theo đó, hành vi của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực được giả định sẽ bị chi phối bởi 4 biến kinh tế vĩ mô đại diện cho mức độ mở cửa của nền kinh tế (OPEN),

tỷ lệ mậu dịch (TOT), chênh lệch trong năng suất (PROD), chi tiêu chính phủ ( GEXP)

Việc tính toán các biến được thực hiện giống như trong hướng dẫn của hai tác giả Xiaolei Tang và Zizhong Zhou

Mô hình thực nghiệm tác giả có thể được trình bày như sau:

reer = f(prod, open, tot,gexp)

Bảng 4.1: Đối tác thương mại với Việt Nam và tỷ trọng thương mại giai đoạn

từ quý 1 năm 2000 đến hết quý 4 năm 2012( Số liệu theo Tổng cục Thống Kê

4.2 Thực hiện kiểm định ADF để kiểm định tính dừng của biến

Trước khi tiến hành kiểm định tính đồng liên kết của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực

đa phương và các biến kinh tế vĩ mô đang xem xét, tác giả tiến hành kiểm tra tính dừng của các biến trong mô hình Để thực hiện kiểm định tính dừng của các biến, tác giả áp dụng kiểm định nghiệm đơn vị ADF Kết quả kiểm định ADF (được trình bày trong bảng 1a và 1b) cho thấy các dãy biến gốc còn lại đều không dừng ở bậc

0 Sau khi lấy sai phân bậc 1 tất cả các chuỗi này đều dừng Theo Pesaran và Shin (1999), phương pháp kiểm định biên cho đồng liên kết ARDL sẽ là phù hợp nhất

Bảng 4.2: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF

4.2a Kết quả kiểm định cho các dãy biến ban đầu chưa lấy sai phân

REER PROD TOT GEXP OPEN prob* 0.9375 0.7079 0.4001 0.582 0.9393 Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.15202 -1.75882 -1.75036 -1.38389 -0.13812

Test critical values

1% level -3.56831 -4.17564 -3.57445 -3.58115 -3.56543 5% level -2.92118 -3.51308 -2.92378 -2.92662 -2.91995 10% level -2.59855 -3.18685 -2.59993 -2.60142 -2.59791 Kết luận về tính dừng Không Không Không Không Không