Để có thể hình dung mức độ lên giá của đồng Việt Nam, tác giả thực hiện việc so sánh giữa đồng việt nam với giỏ tiền tệ các đối tác thương mại chính của Việt Nam thông qua việc so sánh giữa NEER và REER.
Cũng giống như RER và NER, diễn biến của REER và NEER có cùng xu hướng với sự gia tăng liên tục và bám khá sát của REER so với NEER từ 1997 - 2005 và từ năm 2005 trở đi REER ngày càng rời xa NEER. Chỉ trong vòng 6 năm, NEER tăng giá 28% trong khi REER giảm giá 32%. Có thể thấy trong suốt quãng thời gian từ 1997 đến 2005, REER và NEER đều tăng theo hướng khuyến khích xuất khẩu mặc dù REER luôn cao hơn NEER tuy nhiên khoảng cách cũng không quá lớn do lúc này tốc độ lạm phát của Việt Nam được giữ khá ổn định và ở mức thấp. Chỉ đến khoảng thời gian từ năm 2005 trở đi tốc độ lạm phát thường xuyên cao hơn rất nhiều so với tốc độ mất giá danh nghĩa của VND đã khiến cho khoảng cách giữa REER và NEER ngày càng được nới rộng, REER thường xuyên giảm khiến cho đồng Việt Nam tăng giá so với các đối tác thương mại chính của mình.
Hình 3: So sánh giữa REER và NEER
Nguồn: Tính toán của tác giả theo số liệu IMF International financial statistics, <http://elibrary-data.imf.org/FindDataReports.aspx?d=33061&e=169393> Tuy nhiên, nếu xem xét với các nước trong khu vực thì xu hướng giảm giá của REER là phù hợp. Hầu hết các đồng tiền của các quốc gia đều tăng giá so với đồng đô la chỉ có đồng Won của Hàn Quốc là giảm giá. Trong đó mức tăng của đồng Việt
- 2,000.00 4,000.00 6,000.00 8,000.00 10,000.00 12,000.00 Q1 1997 Q4 1997 Q3 1998 Q2 1999 Q1 2000 Q4 2000 Q3 2001 Q2 2002 Q1 2003 Q4 2003 Q3 2004 Q2 2005 Q1 2006 Q4 2006 Q3 2007 Q2 2008 Q1 2009 Q4 2009 Q3 2010 Q2 2011 Q1 2012 Q4 2012 REER NEER
Nam gần giống với mức tăng của đồng nhân dân tệ Trung Quốc tính đến tháng 5 năm 2010. Các đồng tiền khác như Thái lan, Indonesia, Malaysia đều có mức tăng thấp hơn đồng Việt Nam, duy chỉ có đồng Philippines là có mức tăng cao hơn đồng Việt Nam. Việc các đồng tiền đều cùng lúc tăng giá so với USD một phần là do bị tác động bởi cuộc khủng hoảng thị trường tài chính và sự suy giảm kinh tế của Mỹ, kéo theo đó là các đợt cắt giảm lãi suất liên tục của FED nhằm cải thiện tình trạng thâm hụt tài khoản vãng lai của Mỹ cũng như nới lỏng tín dụng, tạo điều kiện cho các doanh nghiệp và người dân Mỹ vay vốn cho sản xuất và tiêu dùng nhiều hơn đã khiến cho đồng đô la ngày càng rớt giá.
Hình 4: REER tại một số nước trong khu vực giai đoạn 2006 – 2010
Nguồn: International Monetary Fund, 2010. Vietnam 2010: Article IV Consultation – Staff Report and Public Information notice
Do đa số các đồng tiền của các đối tác thương mại lớn của Việt Nam đều tăng giá so với USD nên xu hướng của NEER và tỷ giá VND cũng khá giống nhau. Nhìn chung cho cả 4 loại tỷ giá trên có thể thấy, tỷ giá danh nghĩa VND/USD đã tăng giá khoảng 84% từ năm 1997 đến nay, trong khi NEER tăng đến 184% và REER chỉ tăng nhẹ 9% . Ngược lại RER giảm giá với mức giảm 12% trong cùng giai đoạn trên.
Khi mà tỷ giá danh nghĩa ngày càng rời xa tỷ giá thực đòi hỏi Chính phủ và Ngân hàng Nhà Nước cần phải có sự phối hợp chặt chẽ hơn giữa các chính sách để vừa ổn định tỷ giá vừa đảm bảo các nhân tố kinh tế khác.
Hình 5: Diễn biến NER, RER, NEER và REER 1997 - 2012
Nguồn: Tính toán của tác giả theo số liệu IMF International financial statistics, <http://elibrary-data.imf.org/FindDataReports.aspx?d=33061&e=169393> 2.2.3 Mô hình các nhân tố tác động đến tỷ giá thực đa phương:
2.2.3.1 Phương pháp ước lượng:
Để xác định các nhân tố quyết định REER trong mô hình thực nghiệm, tác giả thực hiện theo các bước sau:
- Thứ nhất, tác giả thực hiện việc kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian sử dụng trong mô hình thực nghiệm. Tất cả các chuỗi đều ở dạng logarit cơ số tự nhiên, bao gồm tỷ giá thực đa phương (LREER), độ mở nền kinh tế (LOPEN), điều kiện thương mại (LTOT), chi tiêu chính phủ (LGEXP), chênh lệch năng lực sản xuất (LPROD) và tài sản có ngoại tệ ròng (LNFA). Nếu các chuỗi gốc là chuỗi không dừng (hay có nghiệm đơn vị) thì phải lấy sai phân của các chuỗi cho tới khi nó có tính dừng trước khi đưa vào mô hình thực nghiệm. Giữa các chuỗi số không dừng có thể tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp (mối quan hệ trong dài hạn).
- Bước hai, tác giả thực hiện kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger để xem xét mối quan hệ giữa các biến trong mô hình.
0% 20% 40% 60% 80% 100% 120% 140% 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 REER NEER RER NER
- Bước ba, tác giả sử dụng phương pháp phân tích đồng tích hợp của Johansen (1990) nhằm xác định khả năng tồn tại các mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến.
- Bước bốn, tác giả sẽ thực hiện khảo sát mối quan hệ động trong ngắn hạn cũng như dài hạn giữa REER và các nhân tố xác định nó thông qua mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) nếu tồn tại các mối quan hệ trong dài hạn kể trên.
- Cuối cùng, tác giả sẽ kiểm tra tính phù hợp của mô hình thông qua kiểm định phần dư của mô hình.
2.2.3.2 Kiểm định tính dừng:
Tác giả thực hiện phân tích tính dừng của các biến thông qua kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey Fuller (ADF) của mỗi nghiệm đơn vị.
Qua bảng 6 tác giả nhận thấy khi kiểm định nghiệm tất cả các biến đều là chuỗi gốc không có tính dừng. Tuy nhiên khi kiểm định nghiệm sai phân bậc một của các biến thì tất cả các biến đều là chuỗi dừng với mức ý nghĩa 1%.
Bảng 7: Kiểm định ADF nghiệm đơn vị
* Mức ý nghĩa 10%, ** mức ý nghĩa 5%, *** mức ý nghĩa 1%
Biến Lagged
differences t-Statistic Test critical values
REER Constant 2 -1.586 -2.593
D _REER Constant 2 -3.845*** -3.544
OPEN Constant, Trend 3 -1.535 -3.172
D_OPEN Constant 4 -3.922*** -3.548
TOT Constant, Trend 2 0.202 -2.593
D_TOT Constant 1 -5.849*** -3.542
GEXP Constant 4 -1.766 -2.594
D_GEXP Constant 3 -4.110*** -3.546
PROD Constant, Trend 5 -0.293 -2.594
D_PROD Constant 9 -4.416*** -3.560
D_NFA Constant 8 -2.921** -2.917 Nguồn: Tính toán của tác giả
2.2.3.3 Kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa các biến:
Để kiểm tra mối quan hệ giữa các biến, tác giả thực hiện kiểm định Granger causality test. Kết quả cho thấy có mối quan hệ nhân quả giữa các biến reer, open, nfa, prod và gexp. Trong đó, mối quan hệ giữa reer và open là mối quan hệ một chiều từ reer sang open trong khi giữa reer và các biến còn lại đều là mối quan hệ hai chiều.
Bảng 8: Kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger causality
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob. D(TOT) does not Granger Cause D(REER) 61 0.60437 0.5499 D(REER) does not Granger Cause D(TOT) 1.07985 0.3466 D(OPEN) does not Granger Cause D(REER) 61 2.37356 0.1025 D(REER) does not Granger Cause D(OPEN) 5.90746 0.0047 D(GEXP) does not Granger Cause D(REER) 61 4.86598 0.0113 D(REER) does not Granger Cause D(GEXP) 2.40109 0.0999 D(PROD) does not Granger Cause D(REER) 61 3.93380 0.0252 D(REER) does not Granger Cause D(PROD) 3.82576 0.0277 D(NFA) does not Granger Cause D(REER) 61 3.48353 0.0375 D(REER) does not Granger Cause D(NFA) 4.38556 0.0170
Nguồn: Tính toán của tác giả
2.2.3.4 Kiểm định mối quan hệđồng liên kết giữa các biến:
Đầu tiên tác giả lựa chọn độ trễ thích hợp để thực hiện kiểm định Johansen. Độ trễ được lựa chọn dựa trên các tiêu chí AIC (Akaike information criterion), SC (Schwarz criterion), HQ (Hannan-Quinn criterion). Dựa vào bảng 8 tác giả chọn độ trễ là 4 quý.
Bảng 9: Lựa chọn độ trễ
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 420.5803 NA 2.49e-14 -14.29587 -14.08272 -14.21285 1 505.4485 149.2510 4.65e-15 -15.98098 -14.48894* -15.39980 2 546.4198 63.57603 4.08e-15 -16.15241 -13.38146 -15.07307 3 639.7322 125.4891 6.27e-16 -18.12870 -14.07886 -16.55120 4 710.4815 80.50782* 2.34e-16* -19.32695* -13.99822 -17.25130* 5 744.4494 31.62525 3.67e-16 -19.25687 -12.64925 -16.68307
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
FPE: Final prediction error SC: Schwarz information criterion AIC: Akaike information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion
Nguồn: Tính toán của tác giả Tiếp theo tác giả thực hiện kiểm định đồng tích hợp Johansen với độ trễ được chọn là 4 quý. Kết quả cho thấy tại vị trí At most 1 có Trace Statistic > giá trị tới hạn (5% Critical Value) nên bác bỏ giả thiết Ho: Không tồn tại đồng liên kết tức tồn tại ít nhất một vector đồng tích hợp giữa các biến. Kết quả kiểm định Trace và Max Eigien đều cho thấy có hai mối quan hệ đồng tích hợp trong dài hạn với mức ý nghĩa 5%.
Bảng 10: Kết quả kiểm tra đồng tích hợp (Trace test) độ trễ 1-4
REER, GEXP, TOT, NFA, OPEN, PROD
Giả thuyết Trace Statistic 5% Critical Value Prob
None* 146.4397 95.75366 0.0000 At most 1* 80.96037 69.81889 0.0050 At most 2 45.12247 47.85613 0.0883 At most 3 20.73573 29.79707 0.3743 At most 4 4.749807 15.49471 0.8348 At most 5 0.161926 3.841466 0.6874
Giả thuyết Max-Eigen Statistic 5% Critical Value Prob
None* 65.47932 40.07757 0.0000 At most 1* 35.83790 33.87687 0.0288 At most 2 24.38674 27.58434 0.1218 At most 3 15.98592 21.13162 0.2257 At most 4 4.587880 14.26460 0.7927 At most 5 0.161926 3.841466 0.6874
Nguồn: Tính toán của tác giả
2.2.3.5 Kiểm định mối quan hệ dài hạn, ngắn hạn giữa REER và các biến: các biến:
Bước bốn, tác giả ước lượng sự điều chỉnh dài hạn và ngắn hạn bằng mô hình VECM cho phương trình với độ trễ được lựa chọn là 4 quý và 2 véc tơ đồng tích hợp.
Bảng 11: Mô hình VECM
Trong dài hạn
Hệ số Tham số Sai số T value
GEXP(-1) 2.102478*** 0.68074 3.08853 NFA(-1) -0.727805*** 0.12725 -5.71966 TOT(-1) 8.979197*** 1.34665 6.66783 PROD(-1) -3.219879*** 1.11030 -2.90000 C -16.56120 Trong ngắn hạn
Hệ số Tham số Sai số P value
ECM(-1) -0.260951** 0.101731 0.0152 D(OPEN(-1)) -0.461490* 0.234821 0.0581 D(PROD(-1)) -1.018205* 0.522091 0.0600 D(PROD(-2)) -0.797236* 0.435257 0.0763 D(GEXP(-1)) 0.390049* 0.207549 0.0693 D(GEXP(-2)) 0.456172** 0.175081 0.0138 D(GEXP(-3)) 0.291868* 0.159140 0.0760
R-squared 0.601161 Log likelihood 111.0933
AIC -2.850621 SC -1.899884 Adjusted R-
squared 0.277105
Nguồn: Tính toán của tác giả Như vậy trong dài hạn hầu hết các biến đều có tác động đến REER trong đó TOT có tác động mạnh nhất đến REER, 1% tăng lên của TOT sẽ làm REER tăng 8%. Tương tự TOT, GEXP cũng có tác động cùng chiều đối với REER nhưng ở mức nhỏ hơn, 1% tăng lên của GEXP làm REER tăng lên 2%. Trong khi đó, NFA và PROD có tác động ngược chiều đến REER, 1% tăng lên của NFA và PROD làm REER giảm tương ứng là 0.72% và 3.22%. Để hiểu rõ hơn tác động của từng biến, tác giả thực hiện phân tích từng nhân tố trong mô hình.
Thứ nhất, chi tiêu chính phủ có xu hướng gia tăng qua các năm nhưng giảm dần trong những năm gần đây. GEXP tăng dần từ năm 1998 -2004 khi nền kinh tế dần dần hồi phục từ cuộc khủng hoảng kinh tế Châu Á và đặc biệt tăng nhanh trong năm 2006 khi Việt Nam gia nhập WTO và tiếp tục xu thế đó đến năm 2007. GEXP chỉ có dấu hiệu giảm dần từ năm 2008 cho đến nay mặc dù có tăng vào 2009 nhưng chỉ ở mức độ thấp chủ yếu là do gói kích cầu kinh tế trong năm này.
Tác động của GEXP đến REER phụ thuộc vào cơ cấu chi tiêu của chính phủ chiếm bao nhiêu tỷ trọng hàng ngoại thương hay phi ngoại thương. Nếu chi của ngân sách nhà nước bao gồm phần lớn là hàng ngoại thương thì khi GEXP tăng sẽ làm cho REER tăng tức đồng Việt Nam giảm giá thực và làm cho cán cân thương mại xấu đi. Nhìn vào mô hình có thể thấy GEXP có tác động cùng chiều lên REER nên có thể suy ra cơ cấu chi tiêu của chính phủ lệch về phía hàng ngoại thương.
Hình 6: Tỷ lệ chi chính phủ so với GDP
Đơn vị tính: %
Nguồn: Tính toán của tác giả theo số liệu IMF IFS và GSO, <http://elibrary-data.imf.org/FindDataReports.aspx?d=33061&e=169393> <http://www.gso.gov.vn/default.aspx?tabid=217> Thứ hai, NFA có tác động ngược chiều với REER theo đúng như lý thuyết. Bảng 11 cho thấy giá trị NFA tăng qua các năm ngoại trừ trong 3 năm 2002, 2009, 2010. Trung bình NFA tăng 25% qua mỗi năm qua đó làm giảm tỷ giá hối đoái thực.
Bảng 12: Giá trị tài sản có ngoại tệ ròng qua các năm
0 0.05 0.1 0.15 0.2 0.25 0.3 0.35 0.4 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 GEXP
Năm NFA Tốc độ tăng NFA Đơn vị tính: Tỷđồng DVT: % 1997 20,996 47 1998 31,204 49 1999 61,613 97 2000 95,692 55 2001 117,615 23 2002 117,418 -0.17 2003 131,402 12 2004 149,910 11 2005 191,077 31 2006 287,925 51 2007 410,414 43 2008 428,929 5 2009 312,264 -27 2010 266,567 -15 2011 300,046 13
Nguồn: Tính toán của tác giả theo số liệu của ADB <http://www.adb.org/sites/default/files/pub/2012/ki2012.pdf> Thứ ba, theo như mô hình TOT có tác động cùng chiều lên REER. Điều này có nghĩa TOT có tác động thay thế cao hơn tác động thu nhập. Tuy nhiên điều này trái với những gì tác giả tìm thấy được trong thực tế khi TOT và REER lại có sự phát triển trái ngược nhau. Nếu xem xét trong khoảng thời gian từ năm 1997 – 2004 thì REER và TOT có xu hướng cùng gia tăng và đúng như mô hình dự đoán. Tuy nhiên nếu xem xét từ năm 2006 trở đi thì REER và TOT lại trái ngược nhau.
Hình 7 thể hiện mối tương quan giữa cán cân thương mại Việt Nam và chỉ số TOT. Nhìn vào hình có thể dễ dàng nhận thấy, cán cân thương mại Việt Nam luôn
trong trạng thái âm qua các năm và tốc độ đặc biệt tăng nhanh từ năm 2006 trở đi. Điều này cũng đúng với xu hướng của TOT khi chỉ số liên tục tăng qua các năm. Trong giai đoạn 2000 – 2004 tốc độ tăng TOT khá thấp đạt mức 5.4% qua 4 năm và chỉ bắt đầu có dấu hiệu tăng cao từ năm 2004 trở đi, đạt đến mức cao nhất 1.142 trong năm 2008, tăng 14% so với năm 2004 tương ứng với mức thâm hụt mạnh nhất của cán cân thương mại trong thời kỳ này. Sang đến năm 2009 cả cán cân thương mại và TOT đều sụt giảm do trong năm này nền kinh tế chịu ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới. Như vậy, tác động của TOT đến Việt nam có thể thấy là tác động thu nhập trong thời kỳ nay tức khi TOT tăng sẽ làm REER giảm. Điều này cũng đúng với xu hướng của REER trong những năm gần đây khi REER liên tục giảm làm cán cân thương mại thâm hụt mạnh. Đúng với như Jongwanich (2009) đã chỉ ra, rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã cho thấy ở các nước đang phát triển, sự cải thiện TOT có xu hướng làm giảm REER vì hiệu ứng thu nhập thường mạnh hơn hiệu ứng thay thế ở các nước này.
Hình 7: Cán cân thương mại Việt Nam và chỉ số TOT 1997 – 2012
Đơn vị tính: triệu đô la mỹ
Nguồn: Tính toán của tác giả theo số liệu IMF International Financial Statistics <http://elibrary-data.imf.org/FindDataReports.aspx?d=33061&e=169393> Như vậy, nhìn chung TOT và REER có tác động cùng chiều nhau trong khoảng thời gian 1997 – 2004 thể hiện tác động thay thế và trái chiều nhau trong khoảng thời gian còn lại thể tác động thu nhập. Mặc dù TOT và REER trái ngược
0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 1.2 1.4 -20000 -18000 -16000 -14000 -12000 -10000 -8000 -6000 -4000 -2000 0 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
nhau nhưng cả hai lại có cùng tác động đến cán cân thương mại, khi REER giảm làm nhập siêu tăng và TOT tăng tức giá các mặt hàng xuất khẩu tăng dẫn đến lượng xuất khẩu có thể giảm bớt, cuối cùng làm cán cân thương mại thâm hụt.
Thứ tư, PROD thể hiện mối tương quan ngược chiều với REER đúng với lý