4. Phân tích thực nghiệm và kết quả nghiên cứu
4.2. Lựa chọn ñộ trễ cho mô hình theo các tiêu chuẩn thông tin
Trước khi ước tính các véc tơ đồng liên kết, điều quan trọng là để chọn một độ trễ tối ưu vì nĩ sẽ cung cấp số hạng nhiễu trắng. Đây là một trong những giai đoạn quan trọng trong phân tích này. Sau khi kiểm định tính dừng cho chuỗi, bước tiếp theo là kiểm định mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Dựa trên mơ hình VAR để chọn độ trễ ta thấy tùy theo từng tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ cho các kết quả là khác nhau như mơ tả trong bảng dưới theo các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ LR, FPE, AIC, SC, HQ:
Bảng 4.4. Kết quả lựa chọn độ trễ cho mơ hình
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 90.71082 NA 2.97e-08 -5.980057 -5.791464 -5.920992 1 127.4312 60.77851 7.22e-09 -7.409047 -6.466084 -7.113722 2 166.5367 53.93872* 1.57e-09* -9.002534 7.305202* -8.470951 3 181.0825 16.05049 2.10e-09 -8.902242 -6.450539 -8.134399 4 206.6534 21.16213 1.64e-09 -9.562304* -6.356231 -8.558202* Nguồn: Tính tốn của tác giả
Để lựa chọn độ trễ chính xác hơn, tác giả sẽ tiếp tục kiểm định phần dư (Residuals) dựa trên VECM đối với chuỗi tương quan. Kết quả cho thấy nếu ta chọn độ trễ là 2 quý thì phần dư là cĩ mối tương quan trong chuỗi thời gian tại 3 quý đầu tiên khơng như kỳ vọng vì chuỗi khơng nên cĩ mối tương quan. Mặt khác, nếu ta chọn độ trễ là 4 quý thì tồn bộ trong chuỗi khơng cĩ bất kỳ một mối tương quan nào. Do đĩ ta chọn độ trễ cho mơ hình là 4 quý cho phù hợp (xem kết quả tại phụ lục A).
4.3. Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết bằng phương pháp Johansen
Bước này sẽ kiểm định mối quan hệđồng liên kết giữa các biến TB, GDP, GDP* và REER bằng phương pháp Johansen gồm cĩ kiểm định Trace và kiểm định Max-Eigen để tìm ra số véc tơđồng liên kết. Ta cĩ kết quả trong bảng sau:
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định Trace và Max-Eigen Giả thuyết: Đồng liên kết Giá trị riêng (Eigen value) Thống kê Trace Giá trị tới hạn (Critical Value 5%) Giá trị P Prob. Khơng cĩ* 0.922514 114.4118 47.85613 0.0000 Tối đa 1* 0.628593 42.79747 29.79707 0.0009 Tối đa 2 0.394066 15.06466 15.49471 0.0580 Tối đa 3 0.036362 1.037116 3.841466 0.3085 Nguồn: Tính tốn của tác giả Giả thuyết: Đồng liên kết Giá trị riêng (Eigen value) Thống kê Max Eigen Giá trị tới hạn (Critical Value 5%) Giá trị P Prob. Khơng cĩ* 0.922514 71.61437 27.58434 0.0000 Tối đa 1* 0.628593 27.73281 21.13162 0.0051
Tối đa 2 0.394066 14.02755 14.2646 0.0544
Tối đa 3 0.036362 1.037116 3.841466 0.3085
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Dựa trên kết quả kiểm định Trace và Max-Eigen ở bảng trên, ta thấy giá trị P (Prob) nhỏ hơn 5% và giá trị tới hạn từng trường hợp. Theo đĩ, ta bác bỏ giả thuyết (*) và chấp nhận giả thuyết thứ 3 (tối đa 2), do đĩ cĩ thể khẳng định cĩ 2 mối quan hệ đồng liên kết ở mức giá trị tới hạn 5%. Vậy ta cĩ thể xác định cĩ hai véc tơ đồng liên kết, hay nĩi cách khác, cĩ hai mối quan hệ dài hạn độc lập giữa các biến TB, REER, GDP và GDP*.
4.4. Phân tích mối quan hệ cân bằng dài hạn bằng mơ hình VECM và Granger-Causality
Dựa trên kết quả của các kiểm định tính đồng liên kết và tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ, luận văn này chọn được 2 véc tơđồng liên kết và độ trễ là 4 quý để ước lượng các mối quan hệ đồng liên kết bằng một mơ hình véc tơđiều chỉnh sai số VECM.
Các kết quả của các thực nghiệm cho thấy VECM được trình bày cụ thể, và tĩm tắt trong Phụ lục B. Khơng cĩ bằng chứng cho sự tự tương quan (auto correlation) của sai số ngẫu nhiên. Kiểm định Residuals Heteroskedasticity cho thấy sai số là hiệp phương sai đồng nhất (homoskedastic) và tính độc lập của biến hồi quy, và tiêu chuẩn hĩa (normality) của các sai sốđược giải thích bằng bảng kết quả của kiểm định Jarque-Bera.
Vì cĩ hai mối quan hệđồng liên kết giữa các biến, đểước lượng hệ số của phương trình đồng liên kết, ta phải tiêu chuẩn hĩa (normalized) hai biến trong véc tơ đồng liên kết. Trước hết, trong trường hợp này là LnTB. Liên quan đến một véc tơ cịn lại, vì ta đang quan tâm đến mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đối và lnGDP tương ứng, nên ta chọn thêm một véc tơ cịn lại
để tiêu chuẩn hĩa (normalized), đĩ là véc tơ lnGDP*. Mơ hình VECM được sử dụng để xác định các hệ số dài hạn và ngắn hạn của hai véc tơ đồng liên kết được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.6. hệ số cân bằng dài hạn và ngắn hạn Biến Hệ sốβ Hệ sốα LnTB 1 -2.455324 (0.552416) LnGDP* 0.0000 0.023771 (0.914577) LnGDP -2.169824 -0.439701 (0.184436) (0.190898) LnREER 0.080034 -1.515827 (0.006770) (1.481132)
Lưu ý: con số trong dấu mở ngoặc là độ lệch chuẩn.
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Cột β là hệ số của các biến trong phương trình đồng liên kết, thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Kết quả cho thấy rằng cán cân thương mại cĩ mối quan hệ ngược chiều (negative relation) với tỷ giá hối đối, từ đĩ hệ số của lnREER là âm1, chỉ ra rằng sự sụt giảm hoặc tăng lên của tỷ giá cĩ tác động ngược chiều làm tăng hoặc giảm đối với cán cân thương mại. Tuy nhiên, hệ số này cĩ ý nghĩa thống kế với độ co giãn 0.08, cho thấy mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đối và cán cân thương mại là hơi thấp, do đĩ trong dài hạn, việc điều chỉnh tỷ giá hối đối là cĩ tác động kém, khơng đáng kểđến cán cân thương mại. Mặt khác, hệ số dài hạn của biến LnGDP quốc nội là cĩ quan hệ cùng chiều (Positive relation) với cán cân thương mại, nghĩa là trong dài hạn, cán cân thương mại và GDP quốc nội cĩ quan hệ cùng chiều (hệ số cùng dấu cĩ quan hệ
1 Dấu của mỗi hệ số của biến là trái ngược với dấu xuất hiện trong bảng 4.6 vì theo ước lượng của VECM đặt các biến nội sinh tại một bên khác của phương trình.
cùng chiều), khi GDP quốc nội được điều chỉnh tăng thì cán cân thương mại sẽ tăng theo. Vậy ta cĩ thể tĩm tắt lại 2 điểm chú ý là:
1. Bằng chứng cho thấy mối quan hệ dài hạn ngược chiều giữa tỷ giá và cán cân thương mại trong dài hạn với độ co giãn kỳ vọng là khoảng 8% tương đối nhỏ, là khơng đáng kể.
2. Trong dài hạn, GDP quốc nội cĩ mối quan hệ cùng chiều với cán cân thương mại, và cĩ xu hướng tác động cùng chiều với cân cân thương mại.
Cột α là các hệ số ngắn hạn (short run adjustment terms), của các véc tơ đồng liên kết tương ứng. Hệ số của tỷ giá hối đối thực cĩ hiệu lực (lnREER) với cán cân thương mại (lnTB) là cùng chiều (Positive relation) trong ngắn hạn phù hợp với tranh luận về cách tiếp cận theo phương pháp độ co giãn (argument of the elasticities Approach), và trong ngắn hạn, hệ số của biến lnGDP với cán cân thương mại cũng cùng chiều (Positive relation). Vì vậy đối với hệ số ngắn hạn ta cĩ thể tĩm tắt được hai điều như sau:
1. Mặc dù tăng tỷ giá khơng cĩ thể tác động đáng kểđến cán cân thương mại trong dài hạn, nhưng nĩ cĩ tác động đáng kể tới thặng dư thương mại trong ngắn hạn.
2. Hệ số ngắn hạn của GDP quốc nội là cùng chiều với cán cân thương mại và lớn đáng kể.
Như đã chứng minh về mối quan hệ giữa các biến nhưng chưa đầy đủ và chưa cho ta biết mối quan hệ nhân quả của các biến cĩ liên quan. Để tìm ra các biến nội sinh và các biến ngoại sinh trong hệ thống và xu hướng nhân quả, kiểm định Granger-Causuality được sử dụng. Như đã trình bày trên đây, cĩ hai phương trình đồng liên kết, theo đĩ, hạng điều chỉnh sai số ngẫu nhiên được xây dựng và dựa trên ước lượng của mơ hình VECM sẽ cho ta biết thêm thơng tin để
xác định quan hệ Granger-Causuality2, theo đĩ kết quả được mơ tả ở bảng dưới đây.
Bảng 4.7. Kiểm định nhân quả - Granger Causuality
Biến phụ thuộc ∆lnTB ∆lnREER ∆lnGDP ∆lnGDP* ∆lnTB (0.065313) 8.836692 18.271720* (0.001091) 19.449949* (0.000641) ∆lnREER (0.456454) 3.643104 (0.120744) 7.302402 (0.101250) 7.748180 ∆lnGDP 20.179806* (0.000460) 16.242698* (0.002710) (0.530149) 3.167786 ∆lnGDP* (0.957910) 0.645204 (0.618936) 2.644637 (0.727024) 2.047489 Lưu ý: Ơ đánh dấu (*) là cĩ mối quan hệ Causuality Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả cho thấy giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đối thì khơng cĩ mối quan hệ nhân quả (Causuality). Mặt khác, Granger Causuality cho GDP quốc nội và GDP* cĩ quan hệ đa phương tới cán cân thương mại. Điều này cho thấy, tình trạng cán cân thương mại đa phương giữa Campuchia và các nước đối tác thương mại được xác định bằng tổng sản phẩm quốc nội và nhu cầu tiêu dùng là chủ yếu. Đối với tổng sản phẩm quốc nội GDP của Campuchia là bị tác động qua lại hai chiều với cán cân thương mại. Ngồi ra, GDP cũng tác động hai chiều với tỷ giá hối đối. Một kết quả đáng chú ý nữa là mối quan hệ nhân quả Granger-Causuality được tìm thấy cán cân thương mại chỉ cĩ tác động một chiều tới GDP*, mà khơng cĩ tác động qua lại của GDP* tới cán cân thương mại.
2 Bảng kết quả kiểm định tính nhân quả Granger Causuality Test đã đưa lên chi tiết tại phụ lục D.
4.5. Phân tích hàm phản ứng xung lực và phân tích phương sai (Impulse Response Functions and Variance Decompositions Analysis)
Sau khi ta thu được kết quả của VECM cụ thể, ta cĩ thể sử dụng IRF và VDC phương pháp để kiểm tra xem những cú sốc trong mỗi biến ảnh hưởng đến việc điều chỉnh cán cân thương mại như thế nào. Ta đặt lnTB là biến phản ứng trong mơ hình, và lnGDP, lnGDP*, lnREER là các biến xung lực, kết quả được thể hiện trong hình 3. Trong mỗi đồ thị, trên trục ngang chỉ khoảng thời gian được tính theo quý (33 quý) và trục tung chỉ ra phản ứng của lnTB tới cú sốc độ lệch chuẩn của biến xung lực. Từ đĩ phản ứng cán cân thương mại lnTB được thể hiện trong dạng logarith cơ số tự nhiên, độ lớn của phản ứng cĩ thể được hiểu là tỷ lệ phần trăm thay đổi của cán cân thương mại Campuchia với các nước đối tác thương mại trong rổ tiền.
Tất cả các kết quả phù hợp với kỳ vọng. Cĩ vẻ như cú sốc trong GDP của Campuchia cĩ tác động lớn đáng kể và cùng chiều với cán cân thương mại. GDP* của các nước đối tác thương mại cĩ tác động tương đối lớn và cùng chiều với cán cân thương mại của Campuchia; điều này cĩ thểđược hiểu là cĩ nhu cầu lớn đáng kể của các nước đối tác đối với hàng hĩa xuất khẩu của Campuchia.
Do đề tài này chỉ tập trung chủ yếu nghiên cứu về tác động của tỷ giá hối đối đến cán cân thương mại, nên tác giả sẽ phân tích tỷ giá kỹ hơn nhân tố khác. Tại 3 quý đầu tiên, chỉ số cán cân thương mại giảm xuống tới mức thấp nhất là âm khoảng 3.5% khi tỷ giá (KHR/USD) được điều chỉnh tăng 1% trong ngắn hạn. Sự suy giảm của tỷ số cán cân thương mại là do ảnh hưởng của điều chỉnh tỷ giá, cĩ nghĩa là khối lượng nhập khẩu tăng lên so với giá trị xuất khẩu khơng thay đổi hoặc thay đổi khơng đáng kể. Sau 3 quý cú sốc bàn đầu đến quý thứ 5, tỷ số cán cân thương mại bắt đầu tăng do điều chỉnh tỷ giá giảm xuống dẫn đến xuất khẩu tăng lên đồng thời nhập khẩu giảm. Theo đồ thị việc điều chỉnh tỷ giá từng quý trong suốt thời gian nghiên cứu tác động đến tỷ số cán cân thương mại
-4 -2 0 2 4 6 8 5 10 15 20 25 30 Response of TB to GDP* -4 -2 0 2 4 6 8 5 10 15 20 25 30 Response of TB to GDP -4 -2 0 2 4 6 8 5 10 15 20 25 30 Response of TB to REER
biến động theo từng quý điều chỉnh. Phản ứng của cán cân thương mại với cú sốc tỷ giá hối đối vẫn ngược chiều (âm) trong suốt thời gian nghiên cứu, cĩ thể hiểu rằng việc điều chỉnh tỷ giá cĩ tác động để cải thiện cán cân thương mại. Tuy nhiên, do khối lượng nhập khẩu quá lớn so với xuất khẩu (tỷ lệ X/M < 1), dẫn đến tình trạng thâm hụt thương mại là rất lớn, cho nên việc điều chỉnh tỷ giá hối đối cĩ tác động khơng đáng kểđến cán cân thương mại trong dài hạn.
Hình 3: Đồ thị hàm phản ứng xung lực
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Tác giả sử dụng một phương pháp nữa rất hữu ích để minh họa cho mối quan hệ của cán cân thương mại với các biến, là phương pháp phân tích phương sai dự báo sai số (Forecast Error Variance Decomposition).
Các mối quan hệ tác động của các biến liên quan đến tỷ số thương mại được cung cấp bằng phương pháp tổng quát phân tích phương sai. Một bản chất
quan trọng của phân tích phương sai là nĩ cung cấp một số thơng tin về tầm quan trọng của đổi mới ngẫu nhiên (Ramdom Innovation). Với phương pháp phân tích phương sai ta nhận được một số thơng tin về tỷ lệ phần trăm của sự thay đổi trong các dự báo sai số của một biến như được giải thích bằng cách đổi mới riêng của nĩ và sự cân đối được giải thích bằng những đổi mới trong các biến khác trong hệ thống.
Hình 4 chỉ ra rằng tất cả các dự báo sai số phương sai được giải thích bằng sự đổi mới (innovations) trong các mức tổng sản phẩm các nước đối tác (GDP*), tỷ giá hối đối thực cĩ hiệu lực (REER) và tổng sản phẩm (GDP) quốc nội. Sự biến động của tổng sản phẩm của các nước đối tác chiếm khoảng 60% các dự báo sai số với cán cân thương mại, trong khi tỷ giá hối đối giải thích gần 18% trong các dự báo sai số. Hoạt động kinh tế trong nước dường nhưảnh hưởng đến cán cân thương mại chỉ cĩ một tỷ lệ nhỏ khoảng 10%. Các dự báo sai số cán cân thương mại là nhạy cảm với những cú sốc trong tỷ giá hối đối thực cĩ hiệu lực và mức tổng sản phẩm của các nước đối tác thương mại với Campuchia nhiều hơn tổng sản phẩm quốc nội của Campuchia.
0 20 40 60 80 100 5 10 15 20 25 30
Percent TB variance due to TB
0 20 40 60 80 100 5 10 15 20 25 30
Percent TB variance due to GDP*
0 20 40 60 80 100 5 10 15 20 25 30
Percent TB variance due to GDP
0 20 40 60 80 100 5 10 15 20 25 30
Percent TB variance due to REER Variance Decomposition
Nguồn: Tính tốn của tác giả
PHẦN 5. KẾT LUẬN
Luận văn này xem xét các mối quan hệ tác động giữa tỷ giá hối đối và cán cân thương mại đa phương giữa Campuchia và các đối tác thương mại chính với Campuchia, tác giả chọn 10 đối tác lớn nhất và dựa trên các dữ liệu vĩ mơ tính theo quý từ Q1/2005 đến Q1/2013. Sau khi tiến hành các kiểm định nghiệm đơn vị của các biến, mơ hình được ước lượng bằng cách sử dụng véc tơ tự hồi quy (VAR). Sau đĩ, khi một số thử nghiệm được xác định kết quả, phương pháp kiểm định đồng liên kết của Johansen được áp dụng để phát hiện các mối quan