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 thuyết. 1% gia tăng của PROD làm REER giảm 3.219% trong dài hạn.
Mặc dù trong dài hạn hầu hết các biến đều tác động đến REER nhưng nếu xét trong ngắn hạn thì chỉ có ba biến thực sự tác động đến việc điều chỉnh REER.
Thứ nhất, kết quả ước lượng cho thấy OPEN có ảnh hưởng đến REER tại mức ý nghĩa 10%. Tác động của OPEN đến REER gần như là ngay tức khắc khi chỉ sau 1 quý, 1% tăng lên của OPEN làm giảm REER 0.46%. Như vậy có thể kết luận trong ngắn hạn một sự gia tăng độ mở nền kinh tế sẽ ngay lập tức tác động đến REER chỉ với độ trễ 1 quý, tuy nhiên sự tác động này không còn mạnh trong dài hạn và lúc này REER chịu ảnh hưởng của các biến khác nhiều hơn là của OPEN.
Thứ hai, REER cũng chịu ảnh hưởng của biến PROD trong ngắn hạn, ảnh hưởng mạnh mẽ nhất ở độ trễ 1 và 2. Điều này cho thấy khi PROD tăng 1% sẽ làm cho REER giảm 1.018% ngay sau 1 quý và tiếp tục giảm 0.79% tại quý thứ 2. Sự tương quan nghịch chiều giữa PROD và REER cho thấy sự thống nhất trong cả ngắn hạn và dài hạn khi sự gia tăng của PROD sẽ luôn làm REER giảm.
Thứ ba, mô hình cũng cho thấy ảnh hưởng mạnh của chi tiêu chính phủ đến tỷ giá thực đa phương qua các thời kỳ. Ở cả ba độ trễ 1, 2 và 3 đều có mối tương quan mạnh giữa GEXP và REER. Trong đó ở độ trễ 2 quý chi tiêu chính phủ cho thấy có tác động mạnh nhất khi GEXP tăng 1% làm REER tăng 0.45% với mức ý nghĩa 5%. Ở cả hai độ trễ còn lại GEXP đều cho thấy sự thống nhất khi 1 sự gia tăng của chi tiêu chính phủ sẽ luôn làm REER tăng. Chúng ta có thể thấy tác động gần như ngay tức thời của chi tiêu chính phủ đến tỷ giá chỉ sau độ trễ 1 quý. Việc chi tiêu chính phủ có tác động mạnh trong ngắn hạn qua nhiều kỳ và cả tác động trong dài hạn yêu cầu chính phủ cần có cái nhìn thận trọng hơn khi thực hiện chính sách tài khoá mở rộng vì nó sẽ có ảnh hưởng mạnh đến REER.
Bảng 10 cũng cho thấy, sai số hiệu chỉnh ECM có giá trị -0.26, hệ số ước lượng nhỏ hơn 1 củng cố thêm cho tính ổn định của mô hình ước lượng dài hạn và phản ánh sự điều chỉnh hướng về mức cân bằng của tỷ giá thực đa phương là khá cao.
ECM trong hàm REER ngắn hạn có dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% cho thấy nếu tác động của các biến số kinh tế nền tảng đẩy REER tăng (giảm) ở quý này thì REER sẽ điều chỉnh giảm (tăng) hướng về mức cân bằng khoảng 26% ở quý sau.