MỐI QUAN HỆ PHI TUYẾN GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC HIỆU LỰC VÀ CÁC YẾU TỐ KINH TẾ CƠ BẢN. BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM VÀ MALAYSIA

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH VƯƠNG MỸ TRINH MỐI QUAN HỆ PHI TUYẾN GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC HIỆU LỰC VÀ CÁC YẾU TỐ KINH TẾ CƠ BẢN BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM VÀ MALAYSIA Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân Hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt TP Hồ Chí Minh – Năm 2015 MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT TÓM TẮT - CHƯƠNG 1: - GIỚI THIỆU - 1.1 Lý chọn đề tài - 1.2 Sự cần thiết đề tài: - 1.3 Mục tiêu nghiên cứu: - 1.4 Phương pháp nghiên cứu: - 1.5 Phạm vi nghiên cứu: - 1.6 Dữ liệu nghiên cứu - 1.7 Bố cục nghiên cứu: - CHƯƠNG 2: - TỔNG QUAN VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC HIỆU LỰC VÀ CÁC YẾU TỐ KINH TẾ CƠ BẢN - 2.1 Mối quan hệ tỷ giá hối đoái yếu tố kinh tế - 2.2 Những nghiên cứu tiêu biểu mối quan hệ phi tuyến tỷ giá hối đoái yếu tố kinh tế thời gian gần - 10 2.2.1.Nghiên cứu Ma and Kanas (2000) “Testing for a nonlinear relationship among fundamentals and exchange rates in ERM” - 10 2.2.2 Nghiên cứu Grauwe Vansteenkiste (2006) “Exchange rates and Fundamentals: A Non – Linear Relationship” - 11 - 2.2.3 Nghiên cứu Tang Zhou (2013) “Nonlinear relationship between the real exchange rate and economic fundamentals: Evidence from China and Korea” - 12 CHƯƠNG 3: - 15 DỮ LIỆU VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU - 15 3.1 Dữ liệu nghiên cứu - 15 3.2 Mơ hình nghiên cứu: - 17 3.2.1 Mơ hình tổng qt: - 17 3.2.2 Thuật Toán ACE (Alternating conditional expectation) - 18 3.2.3 Kiểm định đồng liên kết ARDL (Autoregressive Distributed Lag) - 20 3.2.4 Tiến trình kiểm địn13h - 22 3.3 Xây dựng biến mơ hình: - 23 3.3.1 Tỷ giá thực hiệu lực – tỷ giá thực đa phương (REER – Real Effective Exchange Rate) - 24 3.3.2 Chênh lệch suất ( PROD – Difference in Productivity) - 25 3.3.3 Tỷ lệ mậu dịch ( TOT – Term Of Trade) - 25 3.3.4 Chi tiêu phủ ( GEXP – Government Expenditure): - 27 3.3.5 Độ mở kinh tế (OPEN – Openness of economy) - 28 3.3.6 Tài sản nước ngồi rịng (NFA – Net Foreign Assets) - 29 CHƯƠNG 4: - 31 KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC HIỆU LỰC VÀ CÁC YẾU TỐ KINH TẾ CƠ BẢN Ở VIỆT NAM VÀ MALAYSIA GIAI ĐOẠN 2000 – 2014 - 31 4.1 Tiến trình kiểm định kết - 31 4.1.1 Kiểm định số liệu gốc ban đầu - 31 4.1.2 Chuyển đổi liệu - 39 4.1.3 Kiểm định số liệu sau chuyển đổi - 42 4.2 Kết hồi quy - 49 - 4.2.1 Kiểm định phù hợp mơ hình: - 49 4.2.2 Kết hồi quy Việt Nam - 51 4.2.3 Kết hồi quy Malaysia - 54 CHƯƠNG 5: - 56 KẾT LUẬN - 56 HẠN CHẾ VÀ HƯỚNG MỞ RỘNG NGHIÊN CỨU - 57 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Bảng 4.1.1.a: Kết kiểm định ADF test cho biến gốc (Việt Nam) - 31 Bảng 4.1.1.b:Kết kiểm định ADF test cho biến gốc (Malaysia) - 32 Bảng 4.1.1.c: Bảng kết ước lượng mơ hình ARDL cho biến gốc - 36 Bảng 4.1.1.d: Kết kiểm định Wald test cho biến gốc (Việt Nam) - 37 Bảng 4.1.1.e: Bảng kết ước lượng mơ hình ARDL cho biến gốc (Malaysia) - 38 Bảng 4.1.1.f: Kết kiểm định Wald test cho biến gốc (Malaysia) - 39 Biểu đồ 4.1.2.a: Biểu đồ phân tán biến trước sau chuyển đổi (Việt Nam) - 40 Biểu đồ 4.1.2.b: Biểu đồ phân tán biến trước sau chuyển đổi (Malaysia) - 41 Bảng 4.1.3.a: Kết kiểm định ADF chuỗi biến chuyển đổi (Việt Nam) - 42 Bảng 4.1.3.b: Kết kiểm định ADF chuỗi biến sau chuyển đổi (Malaysia) - 43 Bảng 4.1.3.c: Kết kiểm định ARDL cho biến sau chuyển đổi (Việt Nam) - 47 Bảng 4.1.3.d: Kết kiểm định Wald test cho biến chuyển đổi (Việt Nam) - 48 Bảng 4.1.3.e: Kết kiểm định ARDL cho biến sau chuyển đổi(Malaysia) - 48 Bảng 4.1.3.f: Kết kiểm định Wald test cho biến chuyển đổi (Malaysia) - 49 Bảng 4.2.1.a: Kết kiểm định phù hợp mơ hình - 49 Biểu đồ 4.2.1.a: Kết kiểm định CUSUM CUSUMQ mơ hình ARDL (1;1;0;1;4;0)(Việt Nam) - 50 - 50 Biểu đồ 4.2.1.b: Kết kiểm định CUSUM CUSUMQ mơ hình ARDL (1;0;1;4;0;4) (Malaysia) - 50 Bảng 4.2.2.: Kết ước lượng biến sau chuyển đổi (Việt Nam) - 52 Bảng 4.2.3.: Kết ước lượng biến sau chuyển đổi Malaysia) - 54 - LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan nội dung Luận văn thạc sỹ thực từ quan điểm cá nhân tôi, hướng dẫn khoa học PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt Các số liệu, kết luận nghiên cứu trình bày luận văn trung thực chưa công bố hình thức Tơi xin chịu trách nhiệm nghiên cứu Hồ Chí Minh, ngày 25 tháng năm 2015 Tác giả Luận văn Vương Mỹ Trinh DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ADB: Ngân hàng phát triển châu Á – Asian Development Bank APT: Mơ hình lý thuyết chênh lệch giá - Arbitrage Pricing Theory Model CAPM: Mơ hình xác định giá trị tài sản vốn - Capital asset pricing model CBCNV: Cán công nhân viên CRO: Giám đốc quản trị rủi ro EBIT: Thu nhập trước lãi vay thuế - Earnings before interest and taxes EPS: Lợi nhuận (thu nhập) tính cổ phiếu - Earning Per Share FDI: Đầu tư trực tiếp nước - Foreign Direct Investment FED: Cục dự trữ liên bang Mỹ - Federal Reserve System GDP: Tổng sản phẩm quốc nội - Gross Domestic Product IMF: Qũy tiền tệ quốc tế - International Monetary Fund LBO: Mua lại vốn vay - Leveraged buyout NDE: Số cổ phần thường chưa chi trả phương án tài trợ có sử dụng địn bẩy tài NE: Số cổ phần thường chưa chi trả tương ứng phương án tài trợ hoàn toàn vốn cổ phần OLS: Phương pháp bình phương nhỏ QE3: Chương trình nới lỏng định lượng ROE: Tỷ số lợi nhuận ròng vốn chủ sở hữu - Return on equity SML: đường biểu diễn rủi ro thị trường chứng khoán - Security Market Line UNCTAD: Hội nghị liên hiệp Quốc tế Thương mại Phát triển - United Nations Conference on Trade and Development WB: Ngân hàng giới – World Bank -1- TÓM TẮT Luận văn nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực hai đồng tiền (Việt Nam Đồng vàRinggit Malaysia) yếu tố kinh tế bản.Dữ liệu sử dụng cho nghiên cứu lấy từ Q1.2000 – Q3.2014 Mơ hình lý luận nghiên cứu dựa theo nghiên cứu Xiaolei Tang Jizhong Zhou (2013) Tác giả sử dụng thuật toán ACE (Alternating conditional expectations) để tìm mối quan hệ phi tuyến tiềm ẩn tỷ giá hối đoái thực yếu tố kinh tế gồm: chênh lệch suất, tỷ lệ mậu dịch, tài sản nước ngồi rịng, độ mở thương mại chi tiêu phủ Kết kiểm định cho thấy tồn mối quan hệ phi tuyến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với yếu tố kinh tế hai quốc gia Việt Nam Malaysia Kết hợp ước lượng mơ hình với việc phân tích thực trạng kinh tế Việt Nam, Malaysia đồng thời so sánh kết mơ hình hai nước để đưa nhận xét tác động tỷ giá kinh tế Việt Nam Malaysia -2- CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Quốc tế hố tồn cầu hố diễn cách sâu rộng toàn Thế Giới.Việc hội nhập quốc tế mang đến nguồn lực vơ tận cho quốc gia phát triển kinh tế như: vốn, lao động, khoa học kỹ thuật, hàng hóa… chứa đầy nguy từ yếu tố bên Tỷ giá hối đoái thực thước đo cạnh tranh giá chi phí, biết yếu tố tác động đến tỷ giá thực, giải thích dịng thương mại dịng vốn quốc tế Tỷ giá hối đoái thực bị định giá cao hay thấp không tốt cho cân chung kinh tế Tỷ giá hối đoái thực bị định giá cao giảm sức cạnh tranh hàng nội địa giảm vị đối ngoại kinh tế, ngược lại, tỷ giá hối đoái thực bị định giá thấp gây lạm phát tăng giá hàng nhập làm tăng số giá tiêu dùng Bên cạnh đó, tỷ giá hối đối thực cịn yếu tố vĩ mơ có mối tương quan với yếu tố vĩ mô quan trọng khác ngồi nước, thế, khơng hiểu biết tỷ giá hành động đắn, quốc gia nhập rủi ro, biến động xấu từ phần cịn lại giới Do vậy, sách tỷ giá quốc gia yếu tố tiên cho thành bại họ quan hệ giao thương với quốc gia khác;các nhà hoạch định sách cần phải nắm bắt cách rõ ràng tình hình biến động tỷ giá để đưa sách đối nội đối ngoại phù hợp, thúc đẩy kinh tế phát triển, dẫn dắt kinh tế vượt qua giai đoạn khó khăn Để đưa định sách tỷ giá hữu hiệu việc nghiên cứu yếu tố kinh tế tác động đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực cần thiết lại khơng dễ dàng Trong tài liệu học tập cho mối quan hệ tỷ giá hối đoái yếu tố kinh tế mối quan hệ tuyến tính nghiên cứu Meese and Rogoff (1991) cho thấy thất bại mơ hình tuyến tính việc giải thích mối quan hệ Từ có nhiều nghiên cứu tác -3- giả để tìm hiểu mối quan hệ phi tuyến tỷ giá hối đoái yếu tố kinh tế đến gần mối quan hệ câu hỏi mở Chính thế, tác giả thực đề tài nghiên cứu “Mối quan hệ phi tuyến tỷ giá hối đoái thực yếu tố kinh tế Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam Malaysia” góp phần tìm câu trả lời cho mối quan hệ 1.2 Sự cần thiết đề tài: Mỗi quốc gia muốn có sách tỷ giá hối đối hữu hiệu cần phải tìm hiểu yếu tố kinh tế tác động đến thay đổi tỷ giá hối đoái thực đồng thời nhân tố ảnh hưởng cần xem xét sách tỷ giá đề chịu tác động lớn từ nhân tố kinh tế Nếu khơng dự đốn xu hướng tác động nhân tố kinh tế làm cho sách tỷ giá thất bại.Vì nghiên cứu tác động yếu tố kinh tế đến tỷ giá hối đoái thực quan trọng 1.3 Mục tiêu nghiên cứu: Mối quan hệ tỷ giá hối đoái thực yếu tố kinh tế mối quan hệ tuyến tính hay phi tuyến? Các yếu tố kinh tế lựa chọn mơ hình để dùng làm biến đại diện cho kinh tế cách tính biến đó? Phương pháp nghiên cứu mơ hình nghiên sử dụng để kiểm định mối quan hệ tỷ giá hối đoái thực yếu tố kinh tế bản? Chiều hướng tác động yếu tố kinh tế lên tỷ giá hối đoái thực nào? 1.4 Phương pháp nghiên cứu: Phân tích định lượng để nhận thấy mối quan hệ phi tuyến tỷ giá thực hiệu lực yếu tố kinh tế Việt Nam Malaysia mơ hình ARDL theo trình tự sau: Trước tiên tác giả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị ADF test để kiểm định tính dừng biến gốc Nếu kết kiểm định cho thấy biến hỗn - 45 - • Hình vẽ xu hướngcác biến sau chuyển đổi Malaysia theo kiểm định ADF - 46 - Dựa vào kết kiểm định ADF test cho thấy hỗn hợp biến dừng sai phân bậc sai phân bậc nên kiểm định ARDL lựa để kiểm định đồng liên kết phù hợp Kết độ trễ tối đa lựa chọn dựa phần mềm Stata dành cho mơ hình ARDL lựa chọn mẫu mơ hình có giá trị SC nhỏ Tác giả lựa chọn mơ hình phù hợp cho biến chuyển đổi Việt Nam ARDL (1;1;0;1;4;0) mô hình phù hợp cho biến gốc Malaysia ARDL (1;0;1;4;0;4) Tác giả thực tiến trình tương tự phần 4.1.1 Ta biết cặp biên giới hạn mức ý nghĩa 5% mơ hình có hệ số chặn, khơng có biến xu hướng [2.62;3.79] theo Pesaran cộng (1999) So sánh kết kiểm định Wald trường hợp Việt Nam bảng 4.1.3.c; bảng 4.1.3.d cặp giới hạn ta thấy giá trị F-statistic (Việt Nam) = 11.17> 3.79; Fstatistic (Malaysia) = 12.17> 3.79 Như vậy, tác giả kết luận biến sau chuyển đổi có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính.Theo nghiên cứu Granger (1911) Shinn (1991) biến gốc khơng có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính, mà biến sau chuyển đổi sử dụng thuật tốn ACE có quan hệ đồng liên kết tuyến tính biến gốc có mối quan hệ phi tuyến Từ đó, tác giả kết luận có tồn mối quan hệ phi tuyến tìm ẩn tỷ giá hối đối thực hiệu lực yếu tố kinh tế - 47 - Bảng 4.1.3.c: Kết kiểm định ARDL cho biến sau chuyển đổi(Việt Nam) Source SS df MS Model Residual 3.25555539 279475055 28 25 116269835 011179002 Total 3.53503045 53 066698688 Std Err t Number of obs F( 28, 25) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 54 10.40 0.0000 0.9209 0.8324 10573 LD.reera Coef [95% Conf Interval] reera L2D L3D L4D L1 -.607824 -.4937543 -.1672132 9267798 1368109 118115 1196748 127546 -4.44 -4.18 -1.40 7.27 0.000 0.000 0.175 0.000 -.8895913 -.7370166 -.413688 6640938 -.3260568 -.250492 0792617 1.189466 proda L1 -.564512 7477401 -0.75 0.457 -2.104512 9754875 tota L1 -1.241148 6061985 -2.05 0.051 -2.489637 0073413 opena L1 -.9054178 1865196 -4.85 0.000 -1.289562 -.5212736 gexpa L1 -.8384937 3490732 -2.40 0.024 -1.557423 -.1195641 nfaa L1 -1.588232 5380792 -2.95 0.007 -2.696427 -.4800374 proda LD L2D L3D L4D .0260496 -.2429573 -.2663674 -.3851334 8205987 7837349 5890387 4052866 0.03 -0.31 -0.45 -0.95 0.975 0.759 0.655 0.351 -1.664005 -1.857089 -1.479515 -1.219837 1.716104 1.371175 9467805 44957 tota D1 LD L2D L3D L4D -.3640833 1.371991 1.395153 1.41229 1.036552 411269 5746662 4080463 4032171 348689 -0.89 2.39 3.42 3.50 2.97 0.384 0.025 0.002 0.002 0.006 -1.211108 1884434 5547655 5818488 3184132 4829412 2.555538 2.23554 2.242731 1.75469 opena LD L2D L3D L4D .8985585 5166386 428299 174009 1528871 185915 1470754 138337 5.88 2.78 2.91 1.26 0.000 0.010 0.007 0.220 5836816 1337394 1253916 -.1109015 1.213435 8995377 7312064 4589195 gexpa L4D -.6826162 4677244 -1.46 0.157 -1.645913 2806803 nfaa D1 LD L2D L3D L4D -.3656803 1.484446 1.083889 8369312 637721 3288693 4289414 4380365 3746778 2456529 -1.11 3.46 2.47 2.23 2.60 0.277 0.002 0.020 0.035 0.016 -1.042999 6010244 1817361 0652679 1317895 3116387 2.367867 1.986042 1.608595 1.143653 _cons -.0460714 023474 -1.96 0.061 -.094417 0022742 - 48 - Bảng 4.1.3.d: Kết kiểm định Wald test cho biến chuyển đổi (Việt Nam) ( ( ( ( ( ( 1) 2) 3) 4) 5) 6) L.reera = L.proda = L.tota = L.opena = L.gexpa = L.nfaa = F( 6, 25) = Prob > F = 11.17 0.0000 Bảng 4.1.3.e: Kết kiểm định ARDL cho biến sau chuyển đổi(Malaysia) Source SS df MS Model Residual 9.61906671 91493384 25 28 384762668 032676209 Total 10.5340005 53 198754727 Std Err t Number of obs F( 25, 28) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| = = = = = = 54 11.78 0.0000 0.9131 0.8356 18077 LD.reera Coef [95% Conf Interval] reera L2D L3D L4D L1 -.5692618 -.3651921 -.2425718 1.05465 0921932 0963774 0908757 1362018 -6.17 -3.79 -2.67 7.74 0.000 0.001 0.013 0.000 -.758111 -.5626123 -.4287222 7756532 -.3804127 -.1677718 -.0564214 1.333647 proda L1 -1.486016 2023473 -7.34 0.000 -1.900505 -1.071526 tota L1 -1.581725 4829385 -3.28 0.003 -2.57098 -.5924705 opena L1 -2.517696 566085 -4.45 0.000 -3.677269 -1.358124 gexpa L1 .302585 4472161 0.68 0.504 -.6134957 1.218666 nfaa L1 -.1052218 237705 -0.44 0.661 -.5921383 3816947 proda D1 LD L2D L3D L4D .0764259 1.968661 2.132277 1.572616 1.159916 1672039 398046 391523 3889601 3939265 0.46 4.95 5.45 4.04 2.94 0.651 0.000 0.000 0.000 0.006 -.2660759 1.153301 1.330278 7758677 3529937 4189276 2.784021 2.934275 2.369365 1.966837 tota LD L2D L3D L4D 1.433121 1.280075 740049 4602447 3930434 3302729 2855591 216625 3.65 3.88 2.59 2.12 0.001 0.001 0.015 0.043 6280082 6035417 1551076 0165085 2.238234 1.956608 1.32499 9039808 opena L4D -.4863592 603999 -0.81 0.427 -1.723595 7508767 gexpa D1 LD L2D L3D L4D .1242336 -.4655568 -.4880662 -.3816206 -.0512703 2689362 4451404 4084795 3411332 2405073 0.46 -1.05 -1.19 -1.12 -0.21 0.648 0.305 0.242 0.273 0.833 -.4266573 -1.377386 -1.324799 -1.0804 -.5439273 6751245 446272 3486661 317159 4413866 nfaa L4D -.2385854 3415604 -0.70 0.491 -.9382402 4610694 _cons -.1314033 0476726 -2.76 0.010 -.2290562 -.0337503 - 49 - Bảng 4.1.3.f: Kết kiểm định Wald test cho biến chuyển đổi (Malaysia) ( ( ( ( ( ( 1) 2) 3) 4) 5) 6) L.reera = L.proda = L.tota = L.opena = L.gexpa = L.nfaa = F( 6, 28) = Prob > F = 12.17 0.0000 4.2 Kết hồi quy 4.2.1 Kiểm định phù hợp mơ hình: Trước tiến hành hồi quy tác giả tiến hành kiểm định khuyến tật mơ hình nghiên cứu.Tác giả tiến hành kiểm định hai mơ hình, mơ hình thể mối quan hệ biến độc lập biến phụ thuộc sau chuyển đổi.Kết kiểm định thể bảng 4.2.1.a biểu đồ 4.2.1.a, biểu đồ 4.2.1.b Bảng 4.2.1.a: Kết kiểm định phù hợp mơ hình F-statistic CUSUM 𝜒𝜒𝑠𝑠𝑠𝑠 (4) test Việt Nam (4.2.2) 11.17 stable ARDL(1;1;0;1;4;0) Malaysia(4.2.3) 12.17 stable ARDL(1;0;1;4;0;4) 𝜒𝜒𝑁𝑁2 (2) 𝜒𝜒𝐻𝐻2 (1) 0.7908 1.6123 0.7470 (0.2362) (0.1999) (0.7449) 1.6542 0.4657 0.5895 (0.1849) (0.6316) (0.8635) ( ) 𝜒𝜒𝑠𝑠𝑠𝑠 (1)> 0.05 kết kiểm định tự tương quan biến mơ hình 𝜒𝜒𝑠𝑠𝑠𝑠 luận mơ hình khơng có tự tương quan 𝜒𝜒𝑁𝑁2 (2)kiểm định Ramsey test kiểm định phù hợp dạng hàm 𝜒𝜒𝑁𝑁2 (2)> 0.05 kết luận dạng hàm phù hợp 𝜒𝜒𝐻𝐻2 (1)kiểm định phương sai thay đổi mơ hình 𝜒𝜒𝐻𝐻2 (1)> 0.05 kết luận mơ hình khơng có phương sai thay đổi - 50 - Biểu đồ4.2.1.a: Kết kiểm định CUSUM CUSUMQ mơ hình ARDL (1;1;0;1;4;0)(Việt Nam) Biểu đồ4.2.1.b: Kết kiểm định CUSUM CUSUMQ mô hình ARDL (1;0;1;4;0;4) (Malaysia) - 51 - Kiểm định CUSUM CUSUMQ cho thấy tính vững mơ hình kết kiểm định CUSUM CUSUMQ biến sau chuyển đổi thể theo biểu đồ 4.2.1.a, biểu đồ 4.2.1.b Kết cho thấy tất đường CUSUM CUSUMQ nằm hai biên giới hạn mức ý nghĩa 5% Từ kết cho thấy mơ hình nghiên cứu vững, phù hợp ổn định giai đoạn nghiên cứu 4.2.2 Kết hồi quy Việt Nam Sau kết luận biến có mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến dài hạn mơ hình nghiên cứu vững phù hợpthì tác giả tiến hành ước lượng mối quan hệ biến sau chuyển đổi ước lượng mối quan hệ tỷ giá hối đoái trước chuyển đổi biến độc lập sau chuyển đổi Kết ước lượng trình bày bảng 4.2.2 - 52 - Bảng 4.2.2.: Kết ước lượng biến sau chuyển đổi (Việt Nam) Source SS df MS Model Residual 55.9678471 3.0321531 53 11.1935694 057210436 Total 59.0000002 58 1.01724138 reera Coef proda tota opena gexpa nfaa _cons 1.214358 1.134722 1.050069 1.208812 9442648 7.05e-09 Std Err .2532374 4040757 0783069 3856048 2744331 0311395 t 4.80 2.81 13.41 3.13 3.44 0.00 Number of obs F( 5, 53) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.007 0.000 0.003 0.001 1.000 = = = = = = 59 195.66 0.0000 0.9486 0.9438 23919 [95% Conf Interval] 7064282 3242488 8930049 435387 3938218 -.0624579 1.722288 1.945195 1.207132 1.982237 1.494708 0624579 Từ kết ước lượng ta có phương trình thể mối quan hệ 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝐴𝐴 biến 𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝 𝐴𝐴 , 𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡 𝐴𝐴 , 𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜 𝐴𝐴 , 𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔 𝐴𝐴 , 𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝐴𝐴 thể phương trình (4.2.2) 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝐴𝐴 = 1.214𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝 𝐴𝐴 + 1.134𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡 𝐴𝐴 + 1.050𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜 𝐴𝐴 + 1.208𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔 𝐴𝐴 + 0.9442𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝐴𝐴 (4.2.2) Dựa vào kết phương trình (4.2.2) ta thấy tất biến ACE-chuyển đổi có ý nghĩa có tác động tích cực tỷ giá hối đoái thực hiệu lực chuyển đổi 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝐴𝐴 Kết hợp với biểu đồ phân tán 4.1.2.a ta rút số nhận xét sau: - Biến prod có tác động đồng biến lên reer suốt thời kỳ nghiên cứu hay nói cách khác chênh lệch suất có tác động chiều đến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực suốt thời kỳ nghiên cứu Hệ số prod lớn cho thấy tác động prod lên reer mạnh mẽ Trong điều kiện nhân tố khác không thay đổi prod giảm 1% reer giảm 1.214% Như prod giảm reer giảmkhi đồng nội tệ định giá thấp, điều giúp tăng tính cạnh tranh hàng hóa, thúc đẩy xuất -Biến tot có tác động đồng biến lên reer suốt thời kỳ nghiên cứu hay nói cách khác tỷ lệ mậu dịch có tác động chiều đến tỷ giá hối đoái thực hiệu - 53 - lực suốt thời kỳ nghiên cứu.Trong điều kiện nhân tố khác khơng thay đổi tot tăng 1% reer tăng lên 1.134% Tình hình thực tế Việt Nam hiệu ứng thay mạnh mẽ hiệu ứng thu nhập, theo cải thiện mặt thương mại có nghĩa hàng nhập trở nên rẻ hơn, phần nhu cầu nước hàng hóa phi thương mại thay hàng nhập khẩu, giá hàng hóa phi thương mại giảm xuống Điều dẫn đến tỷ giá thực giảm đồng nội tệ định giá thấp - NFA có tác động nghịch biến lên reer hầu hết chuỗi thời gian biến lại biểu đồ phân tán không cho thấy rõ mối quan hệ biến với biến reer.Trong điều kiện nhân tố khác khơng thay đổi NFA tăng 1% reer giảm 0.944 % - Theo ước lượng mơ hình GEXP có tác động chiều lên reer Trong điều kiện nhân tố khác không thay đổi GEXP tăng 1% reer tăng lên 1.208 % Ở Việt Nam,hiệu ứng thu nhập mạnh mẽ, gia tăng chi tiêu phủ phải tài trợ khoản thuế cao hơn, việc tăng thuế dẫn đến giảm thu nhập giảm nhu cầu hàng hóa phi thương mại Điều dẫn đến giảm giá tỷ giá hối đối thực qua tác động thu nhập hay nói cách khác làm đồng nội tệ bị định giá thấp Như vậy, yếu tố kinh tế tác động lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực Việt Nam với chiều hướng khác nhauvà việc đoán xu hướng biến động chúng để có sách kinh tế phù hợp cần thiết Trong biến độ mở kinh tế, chi tiêu phủ tác động lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với chiều hướng phức tạp, khó dự đốn mà hai biến đại diện cho sách ngoại thương, biến đại diện cho sách tài khóa phủ nên việc xác định xu hướng biến động chúng trở vô cần thiết tình hình kinh tế giới khơng ngừng biến động Có thể lấy độ mở kinh tế làm ví dụ, Việt Nam có độ mở cao, tăng lên tương đối nhanh khó kiểm sốt xuất chịu ảnh hưởng lớn từ môi trường kinh tế quốc tế Độ mở kết - 54 - đường lối đổi mở cửa hội nhập với giới điều kiện tồn cầu hóa giới phẳng, chủ trương đa dạng hóa, đa phương hóa với độ mở trên, biến động giới tác động nhanh tới kinh tế nước, chí dễ bị vào vịng xốy biến động đó, địi hỏi phải có giải pháp tranh thủ tác động tích cực, hạn chế tác động tiêu cực thay đổi không ngừng kinh tế giới 4.2.3 Kết hồi quy Malaysia Bảng 4.2.3.: Kết ước lượng biến sau chuyển đổi Malaysia) Source SS df MS Model Residual 54.8907934 4.10920687 53 10.9781587 077532205 Total 59.0000003 58 1.01724138 reera Coef proda tota opena gexpa nfaa _cons 1.156087 888799 2.495438 1.215156 9276335 1.13e-09 Std Err .1019733 2734527 4544756 1987053 1692568 0362506 t 11.34 3.25 5.49 6.12 5.48 0.00 Number of obs F( 5, 53) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.002 0.000 0.000 0.000 1.000 = = = = = = 59 141.59 0.0000 0.9304 0.9238 27845 [95% Conf Interval] 9515544 3403223 1.583876 8166039 5881475 -.0727095 1.36062 1.437276 3.407001 1.613708 1.26712 0727095 Từ kết ước lượng ta có phương trình thể mối quan hệ 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝐴𝐴 biến 𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝 𝐴𝐴 , 𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡 𝐴𝐴 , 𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜 𝐴𝐴 , 𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔 𝐴𝐴 , 𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝐴𝐴 thể phương trình (4.2.3) 𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟𝑟 𝐴𝐴 = 1.156𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝𝑝 𝐴𝐴 + 0.888𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡𝑡 𝐴𝐴 + 2.495𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜𝑜 𝐴𝐴 + 1.2151𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔𝑔 𝐴𝐴 + 0.927𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝐴𝐴 (4.2.3) Kết hợp với biểu đồ phân tán 4.1.2.b ta thấy có biến prod có tác động đồng biến lên reer; NFA vàgexp có tác động nghịch biến lên reer hầu hết chuỗi thời gian cịn biến tot open biểu đồ phân tán khơng cho thấy rõ mối quan hệ với biến reer Như vậy, mối quan hệ tỷ giá hối đoái thực hiệu yếu số kinh tế hai quốc gia Việt Nam Malaysiađều mối quan hệ phi tuyến.Mặc dù điều kiện - 55 - tự nhiên, kinh tế, trị, xã hội chiều hướng mức độ tác động biến số kinh tế lên tỷ giá hối đoái thực hiệu lực nước khác học hỏi kinh nghiệm phát triển kinh tế Malaysia nước đầu trình phát triển kinh tế hướng tới mục tiêu trở thành nước phát triển - để đề sách phù hợp hiệu đưa kinh tế Việt Nam phát triển mạnh mẽ tương lai - 56 - CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN Về mặt lý thuyết, có ba mối quan hệ có tỷ giá hối đoái yếu tố kinh tế bản: quan hệ đồng liên kết tuyến tính, đồng liên kết phi tuyến khơng có mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính hay phi tuyến Trên thực tế, khơng có lý thuyết kinh tế đảm bảo mối quan hệ biến số kinh tế phải tuyến tính.Khi bỏ qua trường hợp phi tuyến dẫn đến kết luận sai lầm không tồn mối quan hệ đồng liên kết tỷ giá hối đoái yếu tố kinh tế bản.Bài nghiên cứu cố gắng tìm mối quan hệ phi tuyến tiềm ẩn tỷ giả thực hiệu lực yếu tố kinh tế hai đồng tiềnVND (Việt Nam đồng) MYR(Malaysian Ringgit) Tác giả thu thập liệu Việt Nam, Malaysia năm đối tác thương mại tương đối lớn nước giai đoạn nghiên cứu từ Q1.2000 – Q3.2014 sử dụngmơ hình ARDL kết hợp với thuật tốn ACE để tìm kiếm mối quan hệ phi tuyến tiềm ẩn tỷ giá hối đoái thực hiệu lực yếu tố kinh tế Kết cho thấy cho VND (Việt Nam đồng) MYR (Malaysian Ringgit)đều tồn mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực với năm yếu tố kinh tế gồm chênh lệch suất, tỷ lệ mậu dịch, độ mở kinh tế, tài sản nước ngồi rịng chi tiêu phủ Kết nghiên tìm mối quan hệ đồng liên kết tỷ giá hối đoái thực hiệu lực yếu tố kinh tế bản, so với mô hình đồng liên kết tuyến tính, mơ hình phi tuyến cho ta thấy phức tạp mối quan hệ tỷ giá hối đoái thực tế yếu tố kinh tế dài hạn chừng mực cung cấp linh hoạt việc giải thích vấn đề tỷ giá hối đối thực hiệu lực Cuối cùng, kết cho thấy tỷ giá hối đoái thực hiệu lực hai đồng tiền VND MYR có mối quan hệ phi tuyến dài hạn với yếu tố kinh tế có khác biệt chiều hướng tác động yếu tố kinh tế lên tỷ giá hối đoái thực - 57 - Kết có ý nghĩa việc hoạch định sách liên quan đến tỷ giá hối đoái, mối quan hệ tỷ giá hối đoái thực hiệu lực yếu tố kinh tế phi tuyến thếviệc hoạch định sách không nên sử dụng hệ số co giãn liên tục ngụ ý mơ hình đồng liên kết tuyến tính mà nhà hoạch định sách cần phải đưa sách phù hợp bối cảnh kinh tế cụ thể, chiều hướng tác động yếu tố kinh tế lên tỷ giá hối đối bị đảo ngược bối cảnh kinh tế thay đổi Vì vậy, thực sách tỷ giá cần phải thận trọng để đảm bảo sách sử dụng phù hợp đem lại kết kỳ vọng HẠN CHẾ VÀ HƯỚNG MỞ RỘNG NGHIÊN CỨU Bài nghiên cứu cịn có nhiều hạn chế: 1.Nguồn số liệu: Số liệu chủ yếu lấy từ nguồn IFS DOCS IMF, nhiên số liệu công bố IFM không đủ cho tất quý thời gian nghiên cứu Việt Nam nên tác giả phải tổng hợp từ nhiều nguồn khác để bổ sung nên số liệu thống xuyên suôt đề tài 2.Trong nghiên cứu tác giả tính tốn tỷ số thông qua việc dựa đồng tiền Việt Nam Malaysia với đối tác thương mại điển hình quốc gia, nhiên thực tế hai quốc gia nhiều đối tác thương mại khác 3.Nghiên cứu kiểm định mối quan hệ tỷ giá thực hiệu lực đa phương với năm yếu tố kinh tế Thực tế, tỷ giá hối đối thực cịn chịu tác động nhiều yếu tố kinh tế khác mà nghiên cứu chưa xem xét đưa vào nghiên cứu, có yếu tố kinh tế đặc thù Việt Nam hay Malaysia chưa xem xét Đây hướng mở rộng nghiên cứu đề tài TÀI LIỆU THAM KHẢO Tài liệu tiếng Anh [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” [6] Edwards,S.,(1989)”Real Exchange Rates, Devaluation, and Adjustment”, MIT Press, Cambridge, and (1994), “Real and Monetary Determinants of Real Exchange Rates Behavior: Theory and Evidence from Developing Countries” Institute for International Economics, Washington DC,61-90 [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 [12] Hassler, Uwe,Wolters, Jurgen (2005), “ Autoregressive distributed lag models and Cointegration”, Free University Berlin, School of Business & Economics [13] Johansen, (1995), “Likelihood – Based Inference in Cointegrated Vector Autoregressive Models”, Oxford University Press [14] Ma,Y and A.Kanas, (2000), “Test for a Nonlinear Relationship among Fundamentals and Exchange Rates in the ERM”, Journal of International Money and Finance 19, 135-152 [15] Meese,R.A and A.K Rose, (1991), “An Empirical Assessment of Nonlinearities in Model of Exchange Rate Determination”, Review of Economic Studies 58,603-619 [16] Montiel, (1999), “ The Long – Run Equlibrium Real Exchange Rates: Conceptual Issues and Emoirical Research”, A World bank Research Publication, Oxford University Press, 219-263 [17] Paul De Grauwe and Isabel Vansteenkiste,(2006), “ Exchange Rates and Fundamentals: A nonlinear Relationship?”, Katholieke University Leuven, European Central Bank [18] Pesaran,M.H.,Y.Shin and R.J.Smith, (1999) “An Autoregressive distributed lag modeling approach to cointegration analysis”, Econometrics and economic theory in the 20 th century: The Ragnar Frisch Centennial Symposium, Cambridge university press [19] Pesaran,M.H.,Y.Shin and R.J.Smith, (2001), “Bounda Testing approaches to the analysis of level relationship” Journal of Applied economics 16,289-326 [20] Ronald Bernstein and Reinhard Madlener,(2011), “Residential Natural Gas Demand Elasticities in OECD Countries: An ARDL Bounds Testing Approach”,FCN Working Paper No.15 [21] Wang,D and Michael Murphy, (2004), “Estimating Optimal Transformation for Multiple Regression using the ACE Algorithm”, Journal of Data Sience (2004), 329-346 [22] Xiaolei tang and Jizhong Zhou, (2013), “Nonlinear relationship between the real exchange rate and economic fundamentals: Evidence from China and Korea”, Journal of International Money and Finance 32,304-323