Các mối quan hệ kinh tế giữa Việt Nam và thế giới: Kết quả từ mô hình vectơ tự hồi quy toàn cầu (GVAR)

Bài viết áp dụng mô hình GVAR, đề xuất bởi Pesaran cùng cộng sự (2004), Dees và cộng sự (2007) để phân tích tác động của các cú sốc từ những nền kinh tế lớn bao gồm Mỹ, Trung Quốc và Nhật Bản đến Việt Nam. Tác giả còn tìm hiểu sâu hơn cú sốc giá dầu tác động thế nào đến các biến vĩ mô Việt Nam.

Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng CÁC MỐI QUAN HỆ KINH TẾ GIỮA VIỆT NAM VÀ THẾ GIỚI: KẾT QUẢ TỪ MƠ HÌNH VECTƠ TỰ HỒI QUY TOÀN CẦU (GVAR) INTERNATIONAL ECONOMIC LINKAGES BETWEEN VIETNAM AND THE WORLD: AN APPLICATION OF GVAR APPROACH Huỳnh Thái Huy, Lê Thị Kim Loan GVHD: TS Đinh Thị Thu Hồng Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh huycan830@gmail.com, kimloan1289@gmail.com TĨM TẮT Bài nghiên cứu áp dụng mơ hình GVAR, đề xuất Pesaran cộng (2004), Dees cộng (2007) để phân tích tác động cú sốc từ kinh tế lớn bao gồm Mỹ, Trung Quốc Nhật Bản đến Việt Nam Tác giả cịn tìm hiểu sâu cú sốc giá dầu tác động đến biến vĩ mơ Việt Nam Song song đó, để có góc nhìn tổng quát, so sánh tác động cú sốc, nghiên cứu cịn trình bày kết phân tích phản ứng đẩy cho năm quốc gia thuộc khu vực ASEAN gồm Thái Lan, Malaysia, Indonesia, Philippines Singapore Điểm nhấn nghiên cứu, sử dụng phương pháp PPs (Persistence Profiles) để chứng minh tồn hai lý thuyết quan hệ kinh tế dài hạn, hiệu ứng Fisher lý thuyết cấu trúc kỳ hạn (Term Structure) Từ khóa: GVAR; PPs (Persistence Profiles); quan hệ dài hạn; GIRFs ABSTRACT This paper applies GVAR model proposed by Pesaran et al (2004) and Dees et al (2007) in purpose of analysing the effect stemming from grand economies' socks such as US, China and Japan on Vietnam economy Our research goes further in examine how socks from oil prices influence Vietnam's macro-variables Besides, comparing impacts of socks might show us not only sole aspects of problem but also overall view, to this, we show outcomes from analysing impulse responses in Asian countries comprising Thailand, Malaysia, Indonesia, Philippines and Singapore The highlight of this paper is applying Persistence Profile analysis in proving the existence of two long-run economic relations called Fisher equation and the Term Structure Keywords: GVAR; PPs (Persistence Profiles); long-run relation; GIRFs Giới thiệu Thời gian gần đây, thuật ngữ “tồn cầu hóa” phương tiện truyền thông đại chúng, giới nghiên cứu kinh tế nhà hoạch định sách sử dụng rộng khắp, ám mức độ hội nhập phụ thuộc lẫn ngày gắn kết kinh tế giới Bên cạnh đó, việc hợp tác quốc tế sáng kiến tự hóa thương mại giúp tồn cầu hóa ngày trở nên phổ biến hơn, tạo tiền đề cho đời tổ chức tự thương mại giới (như WTO); tổ chức hợp tác khu vực (như EU, ASEAN); liên minh thuế quan thị trường chung Tốc độ tồn cầu hóa ngày gia tăng nhanh chóng, mối quan hệ qua lại kinh tế quốc gia ngày phức tạp hơn, tạo khơng thách thức cho nhà hoạch định sách, nhà kinh tế để nắm vững, hiểu rõ tác động trực tiếp gián tiếp từ kinh tế đến quốc gia Nhiều năm qua, dự án mơ hình thực nghiệm quy mơ xây dựng nhằm mục đích hiểu rõ tác động toàn cầu dự án “Project LINK”, mơ hình NIESR, mơ hình NIGEM,…; nhiên, chi tiết mơ hình thường khó thể tiếp cận ước lượng cách xác người không chuyên Trong nhiều năm trở lại đây, Pesaran (2004), Dees đội ngũ cộng (2007), (2008) phát triển mơ hình thực nghiệm để ước lượng mối liên kết kinh tế vĩ mơ tồn cầu cách kết hợp mơ hình vectơ tự hồi quy (VAR) quốc gia riêng lẻ, cho phép đo lường cú 464 Kỷ yếu Hội nghị sinh viên NCKH toàn quốc lần thứ IV Trường Đại học khối ngành Kinh tế & QTKD sốc biến kinh tế vĩ mô từ quốc gia cho trước ảnh hưởng đến biến vĩ mô quốc gia khác cách phân tích phản ứng đẩy Trong nghiên cứu này, mục tiêu cốt lõi áp dụng mô hình GVAR, Pesaran (2004), Dees đội ngũ cộng (2007) phát triển, để phân tích mối quan hệ liên kết kinh tế quốc tế Việt Nam phần lại giới Tác giả tập trung phân tích phản ứng đẩy từ tám cú sốc, bao gồm, i) cú sốc giá dầu, ii) cú sốc sản lượng thực Mỹ, iii) cú sốc giá cổ phiếu Mỹ, iv) cú sốc lãi suất Mỹ, v) cú sốc sản lượng thực Trung Quốc, vi) cú sốc sản lượng thực Nhật, vii) cú sốc sản lượng thực Việt Nam viii) cú sốc lãi suất Việt Nam Đóng góp nghiên cứu lần gồm ba phần; thứ nhất, theo hiểu biết tác giả, nghiên cứu thử áp dụng mơ hình GVAR để tìm hiểu mối quan hệ kinh tế Việt Nam với kinh tế khác; với chất phức tạp mối quan hệ kinh tế, tác giả tin rằng, việc áp dụng mơ hình GVAR cung cấp góc nhìn xác sâu sắc mối quan hệ; điển kết từ mơ hình GVAR giúp nhà kinh tế hoạch định sách hiểu tác động mà cú sốc suy giảm sản lượng thực Nhật Bản gây ra, sau thảm họa kép sóng thần động đất năm 2011 Thứ hai, tác giả trình bày kết cho năm nước ASEAN, để có nhìn bao qt, so sánh phản ứng nước trước cú sốc toàn cầu, cú sốc từ kinh tế lớn, chẳng hạn Mỹ; cuối cùng, phương pháp PPs (Persistence Profiles), tác giả phát chứng cho tồn hai lý thuyết quan hệ dài hạn Việt Nam, lý thuyết Fisher cấu trúc kỳ hạn (TS-Term Structure) Bài nghiên cứu trình bày gồm phần sau; phần đầu giới thiệu đề tài; phần hai trình bày sở lý thuyết mơ hình GVAR, phần ba trình kết kiểm định, phân tích kết phản ứng đẩy cho Việt Nam năm nước ASEAN; phần cuối cùng, tác giả trình bày phần kết luận, rút thảo luận, hướng phát triển đề tài Cơ sở lý thuyết phương pháp nghiên cứu 2.1 Các nghiên cứu trước Trước đây, nghiên cứu truyền dẫn sách tiền tệ xuyên quốc gia, hay tác động biến vĩ mô kinh tế, thường sử dụng mô hình quen thuộc SVAR, FAVAR, VECM,… Trong đó, mơ hình cấu trúc vectơ tự hồi quy có lẽ mơ hình sử dụng rộng rãi nghiên cứu truyền dẫn cú sốc xuyên quốc gia Có thể điểm qua vài nghiên cứu bật Eichenbaum Evans (1995), Kim (2000), Kim Roubini (2000), Neri Nobili (2006),…Tuy nhiên, bên cạnh ưu điểm, mơ hình SVAR gặp phải khơng hạn chế; đầu tiên, mơ hình chứa tương đối biến số, có q nhiều biến đưa vào phương trình gặp phải việc làm bậc tự do, chưa kể tượng hồi quy thông số mức (over-parametrized); thêm nữa, hạn chế số lượng biến khiến kết hồi quy sai lệch nhiều Để giải hạn chế mơ hình, nhà nghiên cứu phát triển phương pháp khác sử dụng để nghiên cứu truyền dẫn sách tiền tệ, mơ hình cấu trúc nhân tố động (Structure Dynamic Factor Model), thích hợp cho mơ hình chứa quy mơ liệu tương đối rộng Mơ hình cho phép kết hợp chặt chẽ nhiều biến số vào mơ hình thiết lập liệu quy mô lớn, giải nhiều vấn đề vấp phải trước phát triển mơ hình thực nghiệm Một nghiên cứu đáng ý, sử dụng mô hình cấu trúc nhân tố động để đo lường sách tiền tệ Mỹ, nghiên cứu Forni Gambetti (2010) Tuy nhiên mơ hình nhân tố động lại không cân nhắc đến cấu trúc thương mại, hoàn toàn “dữ liệu theo định hướng” (Kryshko, 2011) 465 Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng Tiếp theo, nhắc đến mơ hình nghiên cứu đo lường truyền dẫn cú sốc, khơng nhắc đến mơ hình vectơ tự hồi quy tăng cường nhân tố (FAVAR) Ý tưởng đằng sau mô hình FAVAR, quan sát liên kết động nhân tố tiềm ẩn tác động lên biến khảo sát quan sát xem, chúng ảnh hưởng đến kinh tế tổng thể Nghiên cứu bật Irfan Akbar Kazi, Hakimzadi Wagan, Farhan Akbar (2012) nhiều nghiên cứu khác tính hiệu mơ hình Tuy nhiên, mơ hình FAVAR vấp phải nhiều trở ngại quan trọng; thứ nhất, mơ hình khơng nắm bắt hiệu ứng truyền dẫn gián tiếp xuyên quốc gia cú sốc sách tiền tệ Thứ hai, mơ hình quan sát thay đổi bất ngờ sách tiền tệ khơng cân nhắc việc lựa chọn quy tắc sách hiệu ứng thành phần mang tính hệ thống sách tiền tệ (Iiboshi, 2012) Mơ hình GVAR sử dụng lần vào năm 1997, thử áp dụng để phân tích rủi ro tín dụng sau khoảng hoảng châu Á Sau đó, mơ hình nhanh chóng biết đến, phát triển, áp dụng rộng rãi, đặc biệt phù hợp cho việc phân tích chế truyền dẫn quốc gia, khu vực với Chi tiết mơ hình trình bày phần sau Có thể điểm qua vài nghiên cứu gần Li Ong Sato (2015), nghiên cứu Chen, Huang Huang (2012) hay Pesaran Chudik (2014),… 2.2 Phương pháp GVAR 2.2.1 Cấu trúc VARX* Giả sử có N + quốc gia, lấy quốc gia thứ i = 0, Mỹ, làm mốc; ta đặt N quốc gia lại theo thứ tự i = 1, 2, 3,…, N Bỏ qua bước chọn độ trễ, hệ số chặn biến xu thời gian, xét mơ hình cấu trúc VARX*(1,1) 𝒙𝑖𝑡 = Ф𝑖1 𝒙𝑖,𝑡−1 + 𝚲𝑖0 𝒙∗𝑖𝑡 + 𝚲𝑖1 𝒙∗𝑖,𝑡−1 + 𝒖𝑖𝑡 , 𝒙𝑖𝑡 : vectơ 𝑘𝑖 × biến nội địa; 𝒙∗𝑖𝑡 : vectơ 𝑘𝑖∗ × biến nước ngoài; 𝒖𝑖𝑡 : cú sốc độc lập nhau, có trung bình ma trận phương sai – hiệp phương sai ∑𝑢 Ở đây, với 𝓌𝑖𝑗 tỷ lệ đóng góp thương mại quốc gia j ( j = 0, 1, 2,…, N ) với quốc gia i, ∗ biến nước 𝑥𝑖𝑡 xác định sau: 𝑁 𝑁 𝒙∗𝑖𝑡 = ∑ 𝓌𝑖𝑗 𝒙𝑗𝑡 , ∑ 𝓌𝑖𝑗 = , 𝓌𝑖𝑖 = 0, 𝑗=0 𝑗=0 2.2.2 Ước lượng mô hình VECMX* Với quốc gia thứ i, xét cấu trúc VARX* (2,2) 𝒙𝑖𝑡 = 𝒂𝑖0 + 𝒂𝑖1 𝑡 + Ф𝑖1 𝒙𝑖,𝑡−1 + Ф𝑖2 𝒙𝑖,𝑡−2 + 𝚲𝑖0 𝒙∗𝑖𝑡 + 𝚲𝑖1 𝒙∗𝑖,𝑡−1 + 𝚲𝑖2 𝒙∗𝑖,𝑡−2 + 𝒖𝑖𝑡 Dạng sai số hiệu chỉnh (error-correction form) VARX* (2,2) viết lại sau ∆𝒙𝑖𝑡 = 𝒄𝑖0 − 𝜶𝑖 𝜷′𝑖 [𝒛𝑖,𝑡−1 − 𝜸𝑖 (𝑡 − 1)] + 𝚲𝑖0 𝒙∗𝑖𝑡 + 𝜞𝑖 ∆𝒛𝑖,𝑡−1 + 𝒖𝑖𝑡 , 𝒛𝑖𝑡 = (𝒙𝑖𝑡 , 𝒙∗𝑖𝑡 )′, 𝜶𝑖 ma trận 𝑘𝑖 × 𝑟𝑖 có hạng 𝑟𝑖 , 𝜷𝑖 ma trận (𝑘𝑖 + 𝑘𝑖∗ ) × 𝑟𝑖 có hạng 𝑟𝑖 Bằng cách tách ma trận 𝜷𝑖 thành hai ma trận 𝜷𝑖𝑥 𝜷𝑖𝑥∗ dạng ma trận 𝒛𝑖𝑡 , 𝜷𝑖 = (𝜷𝑖𝑥 , 𝜷𝑖𝑥∗ )′ , 𝑟𝑖 số hạng sai số hiệu chỉnh (error-correction term) xác định phương trình viết lại sau 466 Kỷ yếu Hội nghị sinh viên NCKH toàn quốc lần thứ IV Trường Đại học khối ngành Kinh tế & QTKD ∗ 𝜷′𝑖 (𝒛𝑖𝑡 − 𝜸𝑖 𝑡) = 𝜷′𝑖𝑥 𝐱 𝑖𝑡 + 𝜷′𝑖𝑥∗ 𝐱 𝑖𝑡 − (𝜷′𝑖 𝜸𝑖 )𝑡, phương trình đề cập đến khả tồn đồng liên kết bên biến nội địa 𝒙𝑖𝑡 biến nội địa 𝒙𝑖𝑡 với biến nước 𝒙∗𝑖𝑡 2.2.3 Giải mơ hình GVAR Sau ước lượng mơ hình VECMX* riêng lẻ cho quốc gia, quay lại xem xét mơ hình VARX* tương ứng Bắt đầu ước lượng mơ hình VARX*(𝑝𝑖 , 𝑞𝑖 ) 𝒙𝑖𝑡 = 𝒂𝑖0 + 𝒂𝑖1 𝑡 + Ф𝑖1 𝒙𝑖,𝑡−1 +…+ Ф𝑖𝑝𝑖 𝒙𝑖,𝑡−𝑝𝑖 + 𝚲𝑖0 𝒙∗𝑖𝑡 + 𝚲𝑖1 𝒙∗𝑖,𝑡−1 +…+ 𝚲𝑖𝑞𝑖 𝒙∗𝑖,𝑡−𝑞𝑖 + 𝒖𝑖𝑡 , đặt 𝒛𝑖𝑡 = (𝒙𝑖𝑡 , 𝒙∗𝑖𝑡 )′, giả sử 𝑝𝑖 = 𝑞𝑖 để đơn giản bước trình bày sau này, viết lại phương trình cho quốc gia sau 𝑨𝑖0 𝒛𝑖𝑡 = 𝒂𝑖0 + 𝒂𝑖1 𝑡 + 𝑨𝑖1 𝒛𝑖𝑡−1 + + 𝑨𝑖𝑝𝑖 𝒛𝑖𝑡−𝑝𝑖 + 𝒖𝑖𝑡 , 𝑨𝑖0 = (𝑰𝑘𝑖 , −𝚲𝑖0 ), 𝑨𝑖𝑗 = (Ф𝑖𝑗 , 𝚲𝑖𝑗 ) với 𝑗 = 1, , 𝑝𝑖 Chúng ta sử dụng ma trận liên kết 𝑾𝑖 , tính tốn từ ma trận tỷ trọng 𝑤𝑖𝑗 , thể đồng thức sau 𝒛𝑖𝑡 = 𝑾𝑖 𝒙𝑡 , 𝒙𝑡 = ′ (𝒙′0𝑡 , 𝒙1𝑡 , , 𝒙′𝑁𝑡 )′ vectơ 𝑘 × bao gồm tất biến nội sinh hệ thống, 𝑾𝑖 ma trận (𝑘𝑖 + 𝑘𝑖∗ ) × 𝑘 Sử dụng đồng thức trên, thu 𝑨𝑖0 𝑾𝑖 𝒙𝑡 = 𝒂𝑖0 + 𝒂𝑖1 𝑡 + 𝑨𝑖1 𝑾𝑖 𝒙𝑡−1 + + 𝑨𝑖𝑝𝑖 𝑾𝑖 𝒙𝑡−𝑝𝑖 + 𝒖𝑖𝑡 , mơ hình riêng lẻ gộp thành mơ hình chứa 𝒙𝑡 sau 𝑮0 𝒙𝑡 = 𝒂0 + 𝒂1 𝑡 + 𝑮1 𝒙𝑡−1 + + 𝑮𝑝 𝒙𝑡−𝑝 + 𝒖𝑡 , 𝑨0𝑗 𝑾0 𝑨00 𝑾0 𝑨1𝑗 𝑾1 𝑨 𝑾 𝑮0 = ( 10 ) , 𝑮𝑗 = , 𝑗 = 1, , 𝑝, ⋮ ⋮ 𝑨𝑁0 𝑾𝑁 (𝑨𝑁𝑗 𝑾𝑁𝑗 ) 𝒂00 𝒂01 𝒖0𝑡 𝒂10 𝒂11 𝒖1𝑡 𝒂0 = ( ⋮ ) , 𝒂1 = ( ⋮ ) , 𝒖𝑡 = ( ⋮ ), 𝒂𝑁0 𝒖𝑁𝑡 𝒂𝑁1 = max 𝑝𝑖 ∀𝑖, 𝑝 = max(max 𝑝𝑖 , max 𝑞𝑖 ) Với 𝑮0 ma trận không suy biến phụ thuộc vào tỷ trọng thương mại hệ số ước lượng, nhân hai vế phương trình với 𝑮−1 , mơ hình GVAR(𝑝) viết sau 𝒙𝑡 = 𝒃0 + 𝒃1 𝑡 + 𝑭1 𝒙𝑡−1 + + 𝑭𝑝 𝒙𝑡−𝑝 + 𝜺𝑡 , −1 −1 −1 𝒃0 = 𝑮−1 𝒂0 , 𝒃1 = 𝑮0 𝒂1 , 𝑭𝑗 = 𝑮0 𝑮𝑗 , (𝑗 = 1, , 𝑝), 𝜀𝑡 = 𝑮0 𝑢𝑡 Phương trình ước lượng dễ dàng sử dụng cho nhiều mục đích phức tạp khác Kết 3.1 Cơ sở liệu chi tiết biến Mơ hình GVAR nghiên cứu ước lượng giai đoạn từ quý III - 2000 đến quý I - 2013, kết hợp 16 quốc gia - top16 quốc gia quan hệ thương mại với Viêt Nam giai đoạn 2000 - 2013 Tác giả gọi khu vực EURO bao gồm quốc gia thuộc châu Âu (Pháp, Đức, Ý, Hà Lan, Tây Ban Nha Anh) thành kinh tế riêng lẻ, tạo nên đối trọng thương mại lớn Việt Nam 467 Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng Dựa nghiên cứu Dees cộng (2007), nghiên cứu này, biến nội địa kết hợp nghiên cứu gồm có sản lượng thực (𝑦𝑖𝑡 ), tỷ lệ lạm phát (𝛥𝑝𝑖𝑡 = 𝑝𝑖𝑡 − 𝑝𝑖,𝑡−1 ), tỷ giá hối đoái thực (𝑒𝑖𝑡 ), giá cổ phiếu thực (𝑞𝑖𝑡 − 𝑝𝑖𝑡 ), lãi suất ngắn hạn (𝜌𝑖𝑡𝑆 ) cuối 𝐿 lãi suất dài hạn (𝜌𝑖𝑡 ) Khác với nghiên cứu trước Pesaran (2004), bài, tác giả kết hợp 𝐿 biến lãi suất ngắn hạn (𝜌𝑖𝑡𝑆 ), dài hạn (𝜌𝑖𝑡 ), mục đích nắm bắt tác động từ thị trường trái phiếu lên biến số vĩ mơ, tìm hiểu mối quan hệ dài hạn biến Bảng Các quốc gia khu vực sử dụng mô hình China Euro Area ASEAN Area USA France Indonesia Japan Germany Malaysia Italy Philippines Netherlands Singapore Rest of Asia Spain Korea 𝑦𝑖𝑡 = ln (𝐺𝐷𝑃𝑖𝑡 / 𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡 ), 𝛥𝑝𝑖𝑡 = 𝑝𝑖𝑡 - 𝑝𝑖,𝑡−1 𝑞𝑖𝑡 = ln (𝐸𝑄𝑖𝑡 /𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡 ), 𝜌𝑖𝑡𝑆 = Thailand United Kingdom Vietnam 𝑒𝑖𝑡 = ln (𝐸𝑖𝑡 ), 𝐿 ln (1+ 𝑅𝑖𝑡𝑆 /100), 𝜌𝑖𝑡 = 𝐿 ln (1+ 𝑅𝑖𝑡 /100), 𝐺𝐷𝑃𝑖𝑡 tổng sản phẩm quốc nội danh nghĩa, 𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡 số giá tiêu dùng, 𝐸𝑄𝑖𝑡 số 𝐿 chứng khoán, 𝐸𝑖𝑡 tỷ giá hối đoái, 𝑅𝑖𝑡𝑆 lãi suất ngắn hạn cuối 𝑅𝑖𝑡 lãi suất dài hạn 3.2 Kiểm định nghiệm đơn vị Mặc dù, mơ hình GVAR dễ dàng giải mà không cần yếu tố dừng, hay không dừng biến; nhiên, theo Dees cộng (2007), tác giả giả định tất biến liên kết bậc để tìm hiểu mối quan hệ ngắn hạn dài hạn, hiểu quan hệ đồng liên kết Bảng Kết kiểm định tính dừng cho Việt Nam (D: sai phân bậc I) Biến nội địa Thống kê ADF (giá trị tới hạn) Thống kê WS-ADF (giá trị tới hạn) D𝑦𝑖𝑡 DD𝑦𝑖𝑡 𝛥𝑝𝑖𝑡 D𝑞𝑖𝑡 D𝑒𝑖𝑡 𝜌𝑖𝑡𝑆 D𝜌𝑖𝑡𝑆 𝐿 𝜌𝑖𝑡 𝐿 D𝜌𝑖𝑡 -2.604 -7.505* -4.046* -3.828* -3.272* -3.412 -6.561* -3.318 -6.623* (-2.89) (-2.89) (-3.45) (-2.89) (-2.89) (-3.45) (-2.89) (-3.45) (-2.89) -2.716* -5.828* -3.973* -3.580* -3.421* -3.824* -6.792* -3.457* -6.912* (-2.55) (-2.55) (-3.24) (-2.55) (-2.55) (-3.24) (-2.55) (-3.24) (-2.55) 3.3 Lựa chọn độ trễ Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng biến số theo quý, từ giai đoạn 2000Q3 ‒ 2013Q1, tổng cộng 51 quan sát Với hạn chế giới hạn liệu, số quan sát ngắn số lượng phương trình lại nhiều, tác giả định thiết lập giá trị độ trễ lớn biến nội địa (p) nước (q) 3.4 Kiểm định ngoại sinh yếu (weak exogeneity) Một giả định quan trọng mơ hình GVAR biến nước ngồi phải ngoại sinh yếu tương ứng với tham số dài hạn mô hình sai số hiệu chỉnh Về mặt hình thức, yếu tố ngoại sinh yếu biến nước 𝑥 ∗ nghĩa biến nội địa 𝑥 không tác động đến 𝑥 ∗ dài hạn, trường hợp này, dùng thuật ngữ để gọi 𝑥 ∗ ‒ “long-run forcing” Kỹ thuật kiểm ∗ định ngoại sinh yếu đơn giản, xét phần tử thứ l x𝑖𝑡 triển khai sau 468 Kỷ yếu Hội nghị sinh viên NCKH toàn quốc lần thứ IV Trường Đại học khối ngành Kinh tế & QTKD 𝑝𝑖∗ 𝑟𝑖 𝑞𝑖∗ ∗ ̂ 𝑖𝑗,𝑡−1 + ∑ 𝝓′𝑖𝑠,𝑙 ∆𝒙𝑖,𝑡−𝑠 + ∑ 𝝍′𝑖𝑠,𝑙 ∆𝒙 ̃∗𝑖,𝑡−𝑠 + 𝜂𝑖𝑡,𝑙 , ∆𝑥𝑖𝑡,𝑙 = 𝑎𝑖𝑙 + ∑ 𝛿𝑖𝑗,𝑙 𝐸𝐶𝑀 𝑗=1 ̂ 𝑖𝑗,𝑡−1, j = 1, 2, …, 𝐸𝐶𝑀 𝑟𝑖 , ước lượng số hạng sai số hiệu chỉnh tương ứng với 𝑟𝑖 quan hệ đồng liên kết phương trình quốc gia thứ i; 𝑝𝑖∗ 𝑞𝑖∗ độ trễ chọn biến nội địa ̃∗𝑖𝑡 = nước ngoài, ∆𝒙 ∗ 𝑜 ′ (∆𝒙′∗ 𝑖𝑡 , ∆𝑒𝑝𝑖𝑡 , ∆𝑝𝑡 ) với i = 1, 2, …, N, ∆𝑝𝑡𝑜 giá dầu Đối với Mỹ (i = 0), 𝑜 ′ ̃∗0𝑡 = (∆𝒙′∗ ∆𝒙 0𝑡 , ∆𝑝𝑡 ) Kiểm định ngoại sinh yếu dựa kiểm định F với giả thiết không sau 𝑠=1 𝑠=1 Bảng Kiểm định ngoại sinh yếu mức ý nghĩa 5% Quốc gia F-test Fcrit_0.05 y* ∆p* eq* ep* rS* rL* poil CHINA F(2,35) 3.27 0.43 1.25 0.84 ― 0.97 1.42 0.13 EURO F(3,18) 3.16 0.30 1.48 0.86 ― 0.94 0.59 1.25 INDONESIA F(4,33) 2.66 1.05 0.46 1.70 ― 0.83 0.64 0.31 JAPAN F(1,34) 4.13 0.51 0.41 0.10 ― 0.02 0.53 0.07 ― 2.11 0.45 2.50 KOREA F(4,23) 2.79 2.02 0.69 3.26* MALAYSIA F(3,32) 2.91 3.39* 2.40 2.73 ― 2.60 0.23 2.73 0.47 ― 3.68* 1.17 0.89 PHILIPPINES F(5,30) 2.54 1.40 4.18* SINGAPORE F(2,19) 3.53 0.10 0.77 0.66 ― 0.44 2.31 0.27 THAILAND F(2,33) 3.29 0.53 1.21 0.99 ― 1.18 0.21 0.16 USA F(3,36) 2.87 1.76 2.98 ― 2.28 ― ― 0.75 2.90 3.27* 2.02 ― 3.23* 0.62 1.45 VIETNAM F(3,32) 2.03 Fcrit_0.05: Giá trị tới hạn thống kê F với mức ý nghĩa 5% 𝐻0 ∶ 𝛿𝑖𝑗,𝑙 = 0, 𝑗 = 1, 2, , 𝑟𝑖 Kết kiểm định yếu tố ngoại sinh yếu biến nước trình bày cụ thể bảng Nhìn chung, khơng có nhiều kiểm định ngoại sinh mang ý nghĩa thống kê (tại mức 5%), có 64 kiểm định; điều đồng nghĩa với giả thiết yếu tố ngoại sinh yếu bác bỏ cho phần lớn biến số Do đó, biến áp đặt thành biến ngoại sinh xuyên suốt mơ hình GVAR 3.5 Quan hệ đồng liên kết, Persistence Profiles Kết hạng không gian đồng liên kết quốc gia kiểm tra dựa kết thống kê trace (Johansen) đề xuất cho mơ hình chứa biến ngoại sinh yếu I(1) Tuy nhiên, để tránh tượng đánh giá cao số lượng quan hệ đồng liên kết giá trị tới hạn tiệm cận, để đảm bảo độ ổn định mơ hình, tác giả định giảm số quan hệ đồng liên kết cho quốc gia (tham khảo Dees, di Mauro, Pesaran Smith, 2007) Trong nghiên cứu này, tác giả kiểm định tồn ba lý thuyết kinh tế sau, bao gồm 𝜌𝑡𝑆 − ∆𝑝𝑡 = 𝑎1 + 𝜉1,𝑡 ~ 𝐼(0), 𝜌𝑡𝑆 − 𝜌𝑡𝐿 = 𝑎2 + 𝜉2,𝑡 ~ 𝐼(0), ∗ ) 𝜌𝑡𝑆 − 𝜌𝑡𝑆∗ − 𝐸𝑡 (∆𝑒𝑡+1 = 𝑎3 + 𝜉3,𝑡 ~ 𝐼(0), phương trình trình bày lý thuyết Fisher Phương trình thứ hai trình bày mối quan hệ biến lãi suất ngắn hạn dài hạn, thể cho lý thuyết cấu trúc kỳ hạn – Term Structure (TS) Và phương trình cuối trình bày lý thuyết ngang giá lãi suất khơng phịng ngừa – Uncovered Interest Parity ∗ ) (UIP), 𝐸𝑡 (∆𝑒𝑡+1 kỳ vọng tỷ lệ sụt giảm giá nội tệ quốc gia Tuy nhiên phương trình ∗ ) thu gọn lại với giả định 𝐸𝑡 (∆𝑒𝑡+1 ~ 𝐼(0) 𝜌𝑡𝑆 − 𝜌𝑡𝑆∗ ~ 𝐼(0), 469 Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng xét lúc quan hệ Fisher cấu trúc kỳ hạn (TS), đó, quan hệ dài hạn UIP xét trường hợp lãi suất dài hạn, thay ngắn hạn trình bày (Dees, Holly, Pesaran Smith, 2007) Fisher Term Structure 1.8 1.6 1.4 1.2 0.8 0.6 0.4 0.2 UIP 1.2 1.4 1.2 0.8 0.8 0.6 0.6 0.4 0.4 0.2 0.2 0 12 16 20 12 16 20 12 16 20 Ghi chú: Đường liền đoạn màu xanh PP thu từ mơ hình VECMX* đường đứt đoạn màu đỏ 95% khoảng tin cậy tạo nên từ 2000 lần lặp bootstrap Hình PPs (Persistence Profiles) tác động từ cú sốc toàn hệ thống đến quan hệ đồng liên kết Hình trình bày kết PPs cho Việt Nam với ba mối quan hệ đồng liên kết Có thể thấy, giá trị PP cú sốc toàn hệ thống đến quan hệ đồng liên kết thứ thứ hai (đại diện cho hiệu ứng Fisher lý thuyết TS) nhanh chóng trở sau đến 10 quý, quan hệ đồng liên kết thứ ba (đại diện cho lý thuyết UIP) không đạt trạng thái cân dài hạn, đường khoảng tin cậy trên, (đường đứt đoạn màu đỏ nằm trên) không tiến sau 20 q Do đó, khơng đủ chứng cụ thể để khẳng định tồn lý thuyết UIP Việt Nam 3.6 Phân tích phản ứng đẩy Tác giả phát (i) ngắn hạn, tỷ lệ lạm phát, lãi suất ngắn hạn, sản lượng thực nước đà tăng mạnh, kể Việt Nam sau cú sốc gia tăng giá dầu giới; (ii) cú sốc sụt giảm sản lượng thực Mỹ kéo theo sụt giảm sản lượng cho khu vực ASEAN (ngoại trừ Việt Nam tăng quý đầu giảm nhanh chóng); (iii) cú sốc sụt giảm giá cố phiếu Mỹ kéo theo sụt giảm giá cổ phiếu quốc gia ASEAN, kể Việt Nam, bên cạnh đó, sản lượng thực quốc gia suy giảm trung, dài hạn; (iv) phản ứng lại đợt thắt chặt tiền tệ Mỹ, sản lượng thực nước gia tăng – tượng “output puzzle”; riêng Singapore Philippines, tượng nhanh chóng biến dài hạn; (v) sau sụt giảm sản lượng thực Trung Quốc, tác giả phát sụt giảm sản lượng nước (ngoại trừ Việt Nam tăng nhẹ tức khắc giảm nhanh chóng), nhiên tương tự trường hợp cú sốc sản lượng Mỹ, tác giả phát cú sốc tiêu cực từ Mỹ Trung Quốc không tác động lâu dài đến Philippines Singapore; (vi) cú sốc suy giảm sản lượng thực Nhật không tác động mạnh đến nước (ngoại trừ Việt Nam tăng nhẹ tức thì), bên cạnh đó, giá cổ phiếu nước giảm tức khắc ngắn hạn tăng mạnh trở lại dài hạn; (vii) theo sau sụt giảm sản lượng thực Việt Nam tăng giá đồng nội tệ tỷ lệ lạm phát, giá cổ phiếu tăng mạnh dài hạn; 470 Kỷ yếu Hội nghị sinh viên NCKH toàn quốc lần thứ IV Trường Đại học khối ngành Kinh tế & QTKD (viii) sau đợt thắt chặt tiền tệ Việt Nam, tác giả phát hiện tượng “output puzzle” dài hạn, tượng “price puzzle” ngắn hạn, tỷ giá hối đoái giá cổ phiếu giảm trì ổn định chu kỳ xét tới Kết luận Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình GVAR cho 16 quốc gia, giai đoạn 2000Q3 – 2013Q1 Tác giả quan sát tác động tám cú sốc từ ba kinh tế - ba đối trọng thương mại Việt Nam Mỹ, Trung Quốc Nhật Bản, song song đó, tác giả quan sát cho năm quốc gia thuộc Đơng Nam Á để có kết so sánh Hàm phản ứng đẩy hầu hết cú sốc tác động đến biến số Việt Nam, kỳ vọng ban đầu mà tác giả đề Thêm vào đó, phương pháp PPs, tác giả chứng minh tồn lý thuyết cấu trúc kỳ hạn (TS), hiệu ứng Fisher Việt Nam., nhiên không đủ chứng thuyết phục để chứng minh tồn lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) Với chất phức tạp mối quan hệ kinh tế, tác giả tin rằng, việc áp dụng mơ hình GVAR cung cấp góc nhìn xác sâu sắc mối quan hệ Tuy nhiên, mô hình GVAR mà tác giả xây dựng nghiên cứu với 16 quốc gia, số ỏi với số lượng quốc gia tham gia hội nhập hóa ngày nay, phần hạn chế liệu, phần giai đoạn quan sát q (thị trường chứng khoán Việt Nam đời muộn), ép buộc tăng số quốc gia mơ hình làm kết có sai lệch, mơ hình khơng ổn định Thêm vào đó, lý thuyết quan hệ dài hạn sử dụng tương đối ít, lý thuyết quan hệ cầu tiền (MD), quan hệ sản lượng nội địa nước (GAP), ngang giá sức mua (PPP) chưa kiểm định hạn chế liệu thu thập Tác giả mong muốn mở rộng nghiên cứu cho 30 quốc gia vùng lãnh thổ, xây dựng mơ hình GVAR thời gian xa hơn, để dự báo biến động kinh tế, từ đó, xây dựng giải pháp, sách phù hợp cho Việt Nam TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Chudik, A., & Pesaran, M (2014) Theory and practice of GVAR modeling Journal of Economic Surveys [2] Dees, S., F Di Mauro, M H Pesaran, and L V Smith (2007) Exploring the International Linkages of the Euro Area: A Global VAR Analysis Journal of Applied Econometrics, 22, 1–38 [3] Di Mauro, F., & Pesaran, M (2013) The GVAR handbook Oxford: Oxford University Press [4] Garratt, A., K Lee, M H Pesaran, and Y Shin (2003) A Long Run Structural Macroeconometric Model of the UK Economic Journal, 113, 412–455 [5] Katrin Assenmacher-Wesche, M Hashem Pesaran (2008) A VECX model of the Swiss economy CESifo working paper, No 2281 [6] Mahdi Barakchian S (2014) Transmission of US monetary policy into the Canadian economy: A structural cointegration analysis Economic Modelling 46 (2015) 11–26 [7] Sheue Li Ong, Kiyotaka Sato (Sep., 2015) Regional or Global Shock? A Global Vector Autoregressive Analysis of Asian Monetary Integration Economic and Social Studies in Asia (CESSA) Working Paper 2015-09 [8] Shu-Ling Chen, Chao-His Huang, Yu-Lieh Huang (Sep., 2012) International Economic Linkages between Taiwan and the World: A Global Vector Autoregressive Approach Academia Economic Papers 40:3 471 Trường Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng Hình USA, ASEAN y Hình USA, ASEAN Dp Hình USA, ASEAN eq Hình USA, ASEAN y Hình USA, ASEAN r Hình USA, ASEAN r Hình USA, ASEAN y Hình CHINA, ASEAN y Hình 10 CHINA, ASEAN r Hình 11 CHINA, ASEAN eq Hình 12 JAPAN, ASEAN y Hình 13 JAPAN, ASEAN r Hình 14 JAPAN, ASEAN eq Hình 15 OIL, ASEAN Dp Hình 16 OIL, ASEAN y Hình 17 OIL, ASEAN eq Hình 18 OIL, ASEAN r Hình 19 OIL, ASEAN ep 472 Kỷ yếu Hội nghị sinh viên NCKH toàn quốc lần thứ IV Trường Đại học khối ngành Kinh tế & QTKD Hình 20 VIETNAM y Hình 21 VIETNAM ep Hình 22 VIETNAM eq Hình 23 VIETNAM Dp Hình 24 VIETNAM y Hình 25 VIETNAM ep 0.002 0.01 0.02 0.015 0.01 0.005 -0.005 -0.01 0.001 -0.001 -0.002 -0.003 12 16 Hình 26 VIETNAM eq 20 0.005 -0.005 -0.01 12 16 Hình 27 VIETNAM r 20 12 16 20 Hình 28 VIETNAM Dp Ghi chú: Đường liền đoạn màu xanh đường phản ứng đẩy đường đứt đoạn màu xanh 95% khoảng tin cậy tạo nên từ 2000 lần lặp bootstrap Hình 2-3 GIRFs sụt giảm sai số chuẩn sản lượng thực Mỹ Hình 4-6 GIRFs sụt giảm sai số chuẩn giá cổ phiếu Mỹ Hình 7-8 GIRFs gia tăng sai số chuẩn lãi suất ngắn hạn Mỹ Hình 9-10 GIRFs suy giảm sai số chuẩn sản lượng thực Trung Quốc Hình 11 GIRFs suy giảm sai số chuẩn sản lượng thực Trung Quốc Hình 12-14 GIRFs suy giảm sai số chuẩn sản lượng thực Nhật Bản Hình 15-19 GIRFs gia tăng sai số chuẩn giá dầu giới Hình 20-23 GIRFs sụt giảm sai số chuẩn sản lượng thực Việt Nam Hình 24-28 GIRFs gia tăng sai số chuẩn lãi suất ngắn hạn Việt Nam 473 ... Nam với kinh tế khác; với chất phức tạp mối quan hệ kinh tế, tác giả tin rằng, việc áp dụng mơ hình GVAR cung cấp góc nhìn xác sâu sắc mối quan hệ; điển kết từ mơ hình GVAR giúp nhà kinh tế hoạch... sinh viên NCKH toàn quốc lần thứ IV Trường Đại học khối ngành Kinh tế & QTKD Hình 20 VIETNAM y Hình 21 VIETNAM ep Hình 22 VIETNAM eq Hình 23 VIETNAM Dp Hình 24 VIETNAM y Hình 25 VIETNAM ep 0.002... Việt Nam đời muộn), ép buộc tăng số quốc gia mô hình làm kết có sai lệch, mơ hình khơng ổn định Thêm vào đó, lý thuyết quan hệ dài hạn sử dụng tương đối ít, lý thuyết quan hệ cầu tiền (MD), quan