Bài luận văn này đưa ra mô hình nghiên cứu vector sai số hiệu chỉnh (VECM) như sau:
Trong đó
Số liệu giá trị xuất khẩu của Việt Nam, đơn vị tính là Triệu USD, được thu thập
theo từng quý từ trang web của IMF.
Số liệu TGHĐ danh nghĩa USD/VND thu thập theo từng quý từ trang web của
IMF.
Tất cả dữ liệu của các biến sau khi thu thập và tính toán xong, đều được lấy log
để có được một chuỗi dữ liệu ổn định hơn và dễ dàng trong việc phân tích.
Bảng 3.1 Bảng mô tả cơ sở dữ liệu
Tên dữ liệu Ký hiệu Nguồn dữ liệu
Giá trị xuất khẩu của Việt Nam LEP IMF
TGHĐ danh nghĩa LNER IMF
TGHĐ thực LRER Được tính toán từ TGHĐ danh nghĩa
Biến động TGHĐ USD/VND LLV Được tính toán từ TGHĐ thực
Nguồn : tác giả tự tổng hợp 3.2.2 Xử lý dữ liệu
Tỷ giá hối đoái thực USD/VND
Tỷ giá hối đoái thực là tỷ giá hối đoái danh nghĩa sau khi điều chỉnh theo tỷ lệ lạm phát, nó phản ánh sức mua của đồng tiền trong nước so với nước ngoài. Vì vậy bài
nghiên cứu lựa chọn TGHĐ thực thay vì chọn TGHĐ danh nghĩa vì nó phản ảnh sức cạnh tranh thương mại chuẩn xác hơn. TGHĐ thực USD/VND, ký hiệu là RER, được tính toán từ TGHĐ danh nghĩa theo công thức sau:
CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Trên cơ sở dữ liệu thứ cấp thu thập được, bài nghiên cứu sẽ thực hiện thống kê mô tả tổng quan các biến, sau đó sẽ kiểm định kiệm đơn vị để kiểm tra tính dừng. Bước tiếp theo kiểm định đồng liên kết Cointegrated test của Johansen được áp dụng để xác định các mối quan hệ đồng liên kết. Sau đó tác giả kiểm định quan hệ nhân quả Granger và cuối cùng là sử dụng mô hình VECM để đưa ra kết luận về tác động của biến động TGHĐ thực USD/VND lên giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong khoảng thời gian 2000-2017.
4.1 Thống kê mô tả tổng quan các biến
Kết quả Bảng 4.1 cho thấy biến giá trị xuất khẩu của Việt Nam LEP có mức độ biến động lớn nhất thể hiện qua giá trị độ lệch chuẩn lớn nhất 1.10192. Biến TGHĐ thực USD/VND LRER cũng biến động khá mạnh với độ lệch chuẩn là 0.159516.
Bảng 4.1 Thống kê mô tả các biến
LEP LRER LLV Giá trị trung bình 8.378399 9.799343 0.006492 Trung vị 8.533767 9.754067 0.002921 Giá trị lớn nhất 9.86786 10.03232 0.048362 Giá trị nhỏ nhất 5.627621 9.551018 9.00E-05 Độ lệch chuẩn 1.10192 0.159516 0.009254 Skewness -0.751095 0.122329 2.816605 Kurtosis 2.74062 1.410347 11.69437 Số quan sát 72 72 72
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
4.2 Kiểm định nghiệm đơn vị
Kiểm định nghiệm đơn vị là bước đầu tiên đóng vai trò quan trọng tiên quyết để chứng minh chuỗi dữ liệu thu thập được có ý nghĩa kinh tế hay không. Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định ADF mở rộng để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu.
Bảng 4.2 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với giá trị xuất khẩu của Việt Nam t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.377188 0.0627
Test critical values: 1% level -4.092547 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
5% level -3.474363
10% level -3.164499
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic lớn hơn giá trị tới hạn (-3.377188< -4.092547). Vì vậy ta chấp nhận giả thiết H0 : chuỗi dữ liệu không dừng. Ta tiếp tục kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu ở sai phân bậc 1, kết quả thể hiện ở Bảng 4.3 dưới đây
Bảng 4.3 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với giá trị xuất khẩu của Việt Nam ở sai phân bậc 1
t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.70337 0.0000
Test critical values: 1% level -4.094550
5% level -3.475305
10% level -3.165046
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic nhỏ hơn giá trị tới
hạn (-10.70337 < -4.094550). Vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0: chuỗi dữ liệu không dừng.
Hay nói cách khác chuỗi dữ liệu dừng ở sai phân bậc 1 (I(1)).
Bảng 4.4 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với tỷ giá hối đoái thực USD/VND t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.570627 0.7948
5% level -3.474363
10% level -3.164499
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic lớn hơn giá trị tới hạn (-1.570627 > -4.092547). Vì vậy ta chấp nhận giả thiết H0 : chuỗi dữ liệu không dừng. Ta tiếp tục kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu ở sai phân bậc 1, kết quả thể hiện ở Bảng 4.5 dưới đây
Bảng 4.5 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với tỷ giá hối đoái thực USD/VND ở sai phân bậc 1
t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.07588 0.0000
Test critical values: 1% level -4.094550
5% level -3.475305
10% level -3.165046
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic nhỏ hơn giá trị tới
hạn (-10.07588 < -4.094550). Vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0: chuỗi dữ liệu không dừng.
Hay nói cách khác chuỗi dữ liệu dừng ở sai phân bậc 1 (I(1)). (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 4.6 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến động tỷ giá hối đoái thực USD/VND
t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.914287 0.0536
Test critical values: 1% level -2.598907
5% level -1.945596
10% level -1.613719
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic lớn hơn giá trị tới hạn (-1.914287 < -2.598907). Vì vậy ta chấp nhận giả thiết H0 : chuỗi dữ liệu không dừng. Ta tiếp tục kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu ở sai phân bậc 1, kết quả thể hiện ở Bảng 4.7 dưới đây
Bảng 4.7 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến động tỷ giá hối đoái thực USD/VND ở sai phân bậc 1
t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -11.19934 0.0000
Test critical values: 1% level -2.598907
5% level -1.945596
10% level -1.613719
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic nhỏ hơn giá trị tới
hạn (-11.19934< -2.598907). Vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0: chuỗi dữ liệu không dừng.
Hay nói cách khác chuỗi dữ liệu dừng ở sai phân bậc 1 (I(1)).
Thông qua kiểm định ADF ta thấy rằng 3 biến LEP, LLV, LRER đều dừng tại bậc 1, như vậy chuỗi dữ liệu có ý nghĩa thống kê và đủ điều kiện để có thể tiếp tục thực hiện các kiểm định VECM tiếp theo.
4.3 Kiểm định đồng liên kết Cointegrated Test của Johansen (1991)
Sau khi đã kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu, bài nghiên cứu áp dụng phương pháp Johansen (1991) để xem xét có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết nào giữa 3 biến LEP, LRER, LLV không. Kết quả kiểm định được trình bày trong Bảng 4.6 dưới đây
Bảng 4.8 Kiểm định đồng liên kết theo thống kê Trace
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
None * 0.432011 63.56436 29.797 0
At most 1 * 0.283444 24.53424 15.495 0.0017
At most 2 0.022024 1.536635 3.8415 0.2151
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Theo kiểm định Trace test, ứng với giả thiết “ Không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết” , tại mức ý nghĩa 5% giá trị thống kê Trace test tính được là 63.56436 lớn hơn giá trị Citical value 29.797. Như vậy ta bác bỏ giả thiết này.
Tương tự, ứng với giả thiết “Tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết”, tại mức ý nghĩa 5% giá trị thống kê Trace test tính được là 24.53424 lớn hơn giá trị Citical value 15.495 Như vậy ta bác bỏ giả thiết này.
Với giả thiết “Tồn tại hai mối quan hệ đồng liên kết” tại mức ý nghĩa 5% , giá trị thống kê Trace test tính được là 1.536635 nhỏ hơn giá trị Citical value 3.8415. Như vậy ta chấp nhận giả thiết này. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 4.9 Kiểm định đồng liên kết theo thống kê Maximum Eigenvalue
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.432011 39.03012 21.13162 0.0001
At most 1 * 0.283444 22.99761 14.2646 0.0016
At most 2 0.022024 1.536635 3.841466 0.2151
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Theo kiểm định Maximum Eigenvalue, ứng với giả thiết “ Không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết” và “Tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết” , tại mức ý nghĩa 5% giá trị thống kê Max-Eigen tính được lần lược là 39.03012 và 22.99761 lớn hơn giá trị Citical value lần lượt là 21.13162 và 14.2646. Như vậy ta bác bỏ hai giả thiết này.
Còn giả thiết “Tồn tại hai mối quan hệ đồng liên kết”, tại mức ý nghĩa 5% giá trị thống kê Max-Eigen tính được là 1.536635 nhỏ hơn giá trị Citical value 3.841466. Như vậy
ta chấp nhận giả thiết này.
Từ hai kiểm định Trace test và Max-Eigen đều cho ra cùng một kết luận là xuất hiện hai mối quan hệ đồng liên kết giữa ba biến LEP, LRER và LLV. Điều này cũng hàm ý rằng giữa ba biến này có liên kết trong dài hạn .
4.4 Kiểm định nhân quả Granger
Trước khi thực hiện kiểm định nhân quả Granger, bài nghiên cứu sẽ xác định độ trễ tối ưu của mô hình.
Bảng 4.10 Độ trễ tối ƣu của mô hình
VAR Lag Order Selection Criteria
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 231.5383 NA 1.59e-07 - 7.1418 - 7.0406 - 7.1020 1 510.0847 522.2745 3.49e-11 -15.5652 -15.16036* -15.40568* 2 521.493 20.32094* 3.24e-11* -15.64041* - 14.9320 - 15.3613 3 527.8095 10.65919 3.55e-11 -15.5566 - 14.5446 - 15.1579 4 536.5573 13.94178 3.61e-11 -15.5487 - 14.2331 - 15.0304 5 544.8874 12.4951 3.74e-11 -15.5277 - 13.9086 - 14.8899 6 552.2227 10.31533 4.03e-11 -15.4757 - 13.5530 - 14.7182 7 564.0321 15.49983 3.81e-11 -15.5635 - 13.3372 - 14.6864 8 567.3902 4.092714 4.75e-11 -15.3872 - 12.8573 - 14.3905
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Độ trễ tối ưu của mô hình sẽ bằng độ trễ lớn nhất ta có được căn cứ theo các tiêu chuẩn LR, FPE, AIC, SC,HQ tại bảng 4.8, hay nói cách khác độ trễ tối ưu của mô hình là 2. Sau khi xác định được độ trễ tối ưu, ta tiến hành kiểm định Granger nhằm xem xét chiều hướng và mức độ của quan hệ nhân quả giữa các cặp biến.
Dependent variable: LEP
Excluded Chi-sq Prob.
LRER ** 7.669796 0.0216
LLV 4.89051 0.0867
All 10.19206 0.0373
Dependent variable: LRER
Excluded Chi-sq Prob.
LEP 0.049787 0.9754
LLV 2.169036 0.3381
All 2.337539 0.6739 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Dependent variable: LLV
Excluded Chi-sq Prob.
LEP 0.750729 0.687
LRER 0.78193 0.6764
All 0.867737 0.9291
** Bác bỏ giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5%
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Căn cứ vào kết quả trình bày tại bảng 4.11, với mức ý nghĩa 5%, giả thiết “ Biến LRER không có tác động đến biến LEP” có Prob = 0.0216 < mức ý nghĩa α = 5%, vì vậy ta bác bỏ giả thiết này, hay nói cách khác TGHĐ thực USD/VND là nguyên nhân giải thích cho những biến động trong giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong độ trễ 2 kỳ.
4.5 Kiểm định quan hệ giữa TGHĐ thực USD/VND, biến động TGHĐ thực USD/VND và giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn và dài hạn USD/VND và giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn và dài hạn
Trước khi thực hiện hồi quy VECM, để đảm bảo mô hình phù hợp ta kiểm tra phần dư có xuất hiện tự tương quan không. Kết quả được trình bày tại bảng 4.10
Bảng 4.12 Kết quả kiểm định tự tƣơng quan của phần dƣ
Độ trễ LM – Statistic Prob
1 14.06516 0.12
2 6.874691 0.6502
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư của mô hình hồi quy theo phương pháp LM Tests cũng cho thấy p – value tại 2 độ trễ đều lớn hơn 10%. Như vậy chấp nhận giả
thiết H0 : “không có tự tương quan trong mô hình hồi quy” với mức ý nghĩa thống kê là
10%.
4.5.2 Kiểm định mối quan hệ dài hạn giữa TGHĐ thực USD/VND, biến động TGHĐ thực USD/VND và giá trị xuất khẩu thực USD/VND và giá trị xuất khẩu
Nội dung phần này sẽ áp dụng mô hình VECM với kết quả như sau
Bảng 4.13 Kết quả kiểm định VECM mối quan hệ dài hạn giữa các biến LRER, LLV, LEP LEP C 31.80517 LRER -3.963844** (0.74515) [-5.31950] LLV -204.3921 (33.3264) [-6.13304]
* có ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 5%
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam trong khoảng thời gian từ 2000-2017 cho thấy TGHĐ thực USD/VND có tương quan âm ngược chiều với giá trị xuất khẩu. Hệ số hồi quy LRER bằng -3.963844 có ý nghĩa thống kê ở mức 5% xác nhận trong dài hạn khi TGHĐ thực USD/VND tăng 1% thì giá trị xuất khẩu của Việt Nam sụt giảm 3,963844% . Tương tự biến động TGHĐ thực TGHĐ thực USD/VND với hệ số hồi quy là -204.3921 cũng có ý nghĩa thống nghĩa thống kê ở mức 5% ngụ ý nếu mức độ biến động của TGHĐ thực USD/VND tăng 1% thì giá trị xuất khẩu của Việt Nam sụt giảm 204,3921%.
4.6 Phân tích kết quả nghiên cứu
Trên cơ sở các kết quả mà mô hình VECM mang lại ta có thể thấy TGHĐ USD/VND tăng tức là đồng Việt Nam bị giảm giá thì ban đầu có thể tác động tích cực, thúc đẩy gia tăng giá trị xuất khẩu. Nhưng sau đó trong dài hạn tác dụng này có thể bị giảm đi và trở thành tác động tiêu cực lên giá trị xuất khẩu. Nguyên nhân chính nằm ở đặc điểm của cơ cấu hàng hoá xuất nhập khẩu và thị trường xuất khẩu của Việt Nam. Cụ thể Việt Nam chủ yếu xuất khẩu các sản phẩm dệt may, thủy sản, nông sản, gỗ, cao su... dưới hình thức thô và sơ chế, giá trị gia tăng không cao, chất lượng còn thấp và Việt Nam ở thế yếu tại các thị trường xuất khẩu như Nhật Bản, Mỹ, Trung Quốc nên hiệu ứng tích cực từ việc phá giá đồng nội tệ chỉ tồn tại trong ngắn hạn, còn trong dài hạn hiệu ứng trở thành tiêu cực khi vấp phải động thái “trả đũa” của các quốc gia khác trong bối cảnh tự do cạnh tranh thương mại như hiện nay. Mặt khác, khi đồng nội tệ giảm thì làm tăng chi phí nhập khẩu các yếu tố đầu vào của nguyên vật liệu, dây chuyền máy móc thiết bị, hàng tiêu dùng, tăng chi phí lãi vay các món vay ngoại tệ khiến cho giá vốn sản xuất kinh doanh tăng, lợi nhuận giảm, sản lượng sản xuất giảm, và đến lượt nó sẽ làm giảm sản lượng xuất khẩu của các doanh nghiệp và kéo theo giá trị xuất khẩu của Việt Nam giảm.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1 Kết luận
Bài nghiên cứu thực hiện kiểm tra tác động của tỷ giá đồng Đô la Mỹ thông qua hai biến là TGHĐ thực USD/VND và biến động TGHĐ thực USD/VND lên giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong khoảng thời gian 2000-2017. Bằng chứng thực nghiệm cho thấy xuất hiện mối quan hệ đồng liên kết giữa ba biến số trên. Kết quả mô hình VECM xác nhận tác động ngược chiều của TGHĐ thực USD/VND và biến động TGHĐ thực USD/VND lên giá trị xuất khẩu.
Bài nghiên cứu này nhằm cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm cho các học giả nghiên cứu, các nhà xây dựng chính sách, nhà đầu tư về mối quan hệ giữa TGHĐ USD/VND và giá trị xuất khẩu. Trên cơ sở đó giúp cho người đọc có thể đưa ra các
(adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});