Vi t Nam
Mô hình 1
LogRERt = 1.1599logTOTt – 1.2483logPDt – 0.1087logRDt (0.2473) (3.9714) (1.4722) LogTOTt = – 0.2631logOt
(6.3186**)
LL1= 11.7019***; LL2=812.30; LM=0.84(66%); Hetero=17.22(37%)
Mô hình 2
LogRERt = 3.5202logTOTt – 0.2999logPDt + 0.1355logRDt
(0.1815) (2.0651) (0.4815) LogTOTt = – 0.3596logOt
(5.2899*)
LL1= 9.0215***; LL2=805.02; LM=7.77 (2%); Hetero=12.70(69%)
Ngu n: K t qu phân tích d li u t ph n m m Eviews 7.2
Ghi chú: Giá tr trong ngo c đ n phía d i ph ng trình là giá tr th ng kê log
likelihood đ ki m tra h s c a bi n gi i thích b ng không. LL1 là giá tr th ng kê log likelihood ki m tra s ràng bu c c a hai vect đ ng liên k t. LL2 là giá tr th ng kê log likelihood cho m c đ phù h p c a t ng th mô hình. LM là h s ki m tra t t ng quan c a ph n d , Hetero là h s ki m tra ph ng sai thay đ i và giá tr trong ngo c đ n là m c ý ngh a (P-value). * (** và ***) th hi n có ý
ngh a m c 10% (5% và 1%)
K t qu mô hình VECM c a Vi t Nam đ c trình bài trong B ng 4.10. K t qu ki m đnh th ng kê t s log likelihood (LL2), ki m tra s phù h p t ng th mô
c a hai vect đ ng liên k t, bác b gi thuy t H0 v i m c ý ngh a 1%, cho nên
vi c tách giá d u th c ra c l ng riêng là phù h p cho tr ng h p c a Vi t Nam. Theo mô hình 1, các ch s LM và Hetero cho k t qu là không t n t i t
t ng quan ph n d và ph ng sai thay đ i. T mô hình 1, có th bác b gi thuy t h s b ng không c a bi n giá d u th c v i m c ý ngh a 5. Khi giá d u th c t ng thì t l th ng m i gi m (khác v i k v ng), nh ng khi t l th ng
m i gi m l i làm đ ng n i t t ng giá, bi n đ ng c a giá d u th c phù h p k v ng
ban đ u vì Vi t Nam là n c xu t kh u ròng d u. Có th x y ra s khác bi t này là do t giá th c c a Vi t Nam không ph n ánh đ y đ các nhân t tác đ ng, ho c do ch đ t giá ki m soát, chính sách đi u hành giá.
Tóm l i
Theo k t qu trên, thì vi c tách ra hai ph ng trình t giá th c và t l th ng m i
đ ki m đ nh là phù h p cho c b n n c: Philippines, Singapore, Thái Lan và Vi t Nam. Nhìn chung, t l th ng m i, khác bi t n ng su t, khác bi t d tr và giá d u th c đ c tìm th y là có vai trò quan tr ng trong vi c xác đnh t giá h i
đoái th c t i b n n c Philippines, Singapore, Thái Lan và Vi t Nam.
Tuy nhiên, nh ng nhân t quan tr ng đ xác đnh t giá h i đoái th c là khác nhau gi a các n n kinh t . Theo các nghiên c u c a Gruen và Wilkinson (1994), Chinn (2000), Miyakoshi (2003), Wang và Dunne (2003), Bagchi và các c ng s (2004), và Egert và các c ng s (2006) th y r ng các y u t xác đ nh t giá h i đoái th c là khác nhau gi a các n n kinh t . Không có m t t p h p các nhân t chung nào
là có ý ngh a trong vi c xác đ nh t giá h i đoái th c cho các qu c gia. M t cách gi i thích cho v n đ trên có th xem xét là do ch đ t giá h i đoái khác nhau và
m c đ khác nhau c a đ m th ng m i c a n n kinh t . Các cách gi i thích khác
là các mô hình khác nhau, giai đo n m u, t n s d li u, và các ph ng pháp đ c s d ng trong các nghiên c u là khác nhau. Các nhà ho ch đ nh chính sách ph i
tính đ n các y u t tác đ ng khác nhau và y u t nào là quan tr ng khi mu n xác
đ nh các nhân t nh h ng t i t giá h i đoái th c.
4.4. D báo phân rã ph ng sai. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Trong ph n này đ tài th c hi n k thu t phân rư ph ng sai đ xem xét s bi n
đ ng trong t giá th c qua th i gian thì y u t nào góp ph n gi i thích nhi u h n
cho s bi n đ ng đó. K t qu phân rư ph ng sai chi ti t xem thêm ph l c 8.