Trạng thái ổn định dài hạn đạt được khi vốn và tài sản nước ngoài tiến về các hằng số xác định K* và F*:
J(K*,F*;Z) = 0 (20) L(K*,F*;Z) = S(K*,F*;Z) – J(K*,F*;Z) = 0 (21)
Giải phương trình (20) và (21) tìm được trạng thái ổn định
K* = K(Z) (22)
F* = F(Z) (23)
Thay đổi K* và F* sẽ tác động đến điều kiện cân bằng thị trường hàng hóa cũng là điều kiện cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch. Vì thế, giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch sẽ được điều chỉnh đến trạng thái ổn định R*n để cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch khi vốn và tài sản
nước ngoài ở trạng thái ổn định. Vì thế, cân bằng thị trường hàng hóa phi mậu dịch ở trạng thái ổn định có thể đuợc thể hiện như sau:
Cn(Rn*,K*,F*;LIQC,DEPY,DEPO,T)+In(Rn*,K*,F*;TFP,r, ,GI,T) =Yn(Rn*,K*;TFP)
(24) Giải phương trình (24) ta có được biểu thức của R*
n (phương trình (25)) và suy ra dRn*/dZ (phương trình (26)):
Rn*=Rn(K(Z), F(Z);Z) = Rn*(Z) (25)
(26)
R* = T(Rn*)a= R*(Z) (27)
Hai yếu tố đầu tiên bên vế phải của phương trình (26) mô tả tác động gián tiếp của biến động các yếu tố cơ bản lên Rn thông qua những thay đổi của K* và F* trong dài hạn. Yếu tố cuối diễn tả tác động trực tiếp của biến động các yếu tố cơ bản lên Rn trong trung hạn.
Theo phương trình 27, các yếu tố cơ bản tác động đến mức giá tương đối của hàng phi ngoại thương mậu dịch, R*
n và tỷ giá hối đoái thực dài hạn, R* một cách tương tự. Ngoại trừ duy nhất với tỷ lệ mậu dịch. Phương trình (5) cho thấy những thay đổi trong tỷ lệ mậu dịch ảnh hưởng trực tiếp đến R và gián tiếp thông qua những thay đổi trong Rn. Ảnh hưởng trực tiếp luôn dương, trong khi ảnh hưởng gián tiếp là không xác định được bởi vì T làm giảm Rn
trong trung hạn nhưng làm tăng Rn trong dài hạn . Tuy nhiên, ảnh hưởng gián tiếp có tác động không đáng kể so với ảnh hưởng trực tiếp, vì vậy bài nghiên cứu kỳ vọng một tỷ lệ mậu dịch cao hơn để tăng tỷ giá hối đoái thực cả trong cân bằng trung hạn và dài hạn. Cần lưu ý, mặc dù RULC và RRC không tác động đến Rn trong trung hạn cũng như không được đưa vào điều kiện cân
bằng của hàng hóa phi mậu dịch(phương trình (9)), nhưng chúng ảnh hưởng đến R*
n trong dài hạn.
Vì những lí do trên, phương trình cân bằng dài hạn của tỷ giá hối đoái thực được xác định như sau:
R* = R*(T, TFP, LIQC, DEPY, DEPO, GI, RULC, RRC, r’, ) (28)
3.2. Đo lường tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER)
Các nhà nghiên cứu tính tỷ giá hối đoái thực hiệu lực bằng phương pháp trung bình nhân:
Sản lượng bao gồm sự kết hợp của cả hàng hóa sản xuất và hàng sơ chế. Đối với các hàng hóa sản xuất, khối lượng cạnh tranh cho mỗi cặp quốc gia (i, j), W(m)ij, được tính như sau:
Như bài ngiên cứu đã giới thiệu ban đầu, việc tính toán REER phải dựa trên chỉ số giảm phát GDP:
Trong đó GDPi và GDPj là lần lượt chỉ số giảm phát GDP của nước i (Việt Nam) và j (các đối tác thương mại của Việt Nam).
3.3. Phương pháp thực nghiệm
Mô hình NATREX xét tới mối quan hệ cân bằng trong dài hạn của các biến số kinh tế, vì vậy sử dụng các kiểm định đồng tích hợp để phát hiện ra mối quan hệ cân bằng trong dài hạn là một điều cần thiết.
Trước khi thực hiện các kiểm định đồng tích hợp, bài nghiên cứu cần xem xét tính dừng của các biến. Ng và Perron (2001) phát triển 4 thống kê kiểm định nghiệm đơn vị (MZa, MZT, MSB và MPT) bằng cách sử dụng
phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) loại bỏ tính xu hướng của dữ liệu cho một biến. Bài nghiên cứu sử dụng các kiểm định này bởi vì được đánh giá tốt hơn các kiểm định ADF thông thường xét cả về thuộc tính kích thước lẫn hiệu quả.
Sau khi đã kiểm tra tính dừng, bài nghiên cứu sử dụng kiểm định đồng tích hợp có thể cho phép sự phá vỡ cấu trúc nội sinh để kiểm tra mối quan hệ cân bằng dài hạn của các biến. Phương pháp đồng tích hợp Gregory và Hansen (1996) lần đầu tiên được sử dụng, phương pháp này có thể kiểm tra được một sự phá vỡ cấu trúc nội sinh trong mối quan hệ đồng tích hợp, kiểm định GH được thực hiện trên cả 3 mô hình : mô hình C (mô hình tính dừng ở 1 mức độ), mô hình C/T (mô hình xu hướng)
Mô hình C:
yt = α0 + α1D1t + α2D2t + βxt + еt , t = 1,…,n
Trong đó yt là một vector của các biến phụ thuộc, xt là một m-vector của các biến độc lập. et là sai số và là I (0), 0 là hệ số chặn, 1 và 2 biểu thị sự thay đổi trong hệ số chặn tại thời điểm phá vỡ cấu trúc đầu tiên và thứ hai tương ứng, β biểu thị các hệ số độ dốc, n và là số lượng quan sát.D1t là một biến giả bằng không nếu t <= [ n 1 ] và bằng 1 nếu t > [ n 1 ], nơi mà các tham số chưa biết 1 (0,1) đại diện cho thời gian của điểm thay đổi đầu tiên và [ ] biểu thị lấy phần nguyên. Tương ứng, D2t là một biến giả bằng không nếu t <= [ n 2 ] và bằng 1 nếu t > [ n 2 ], các tham số chưa biết 2 (0,1) đại diện cho thời gian của điểm thay đổi thứ hai
Mô hình C/T:
yt = α1 + α2D1t + α3D2t + γt + βxt + еt , t = 1,…,n Trong đó là γ hệ số xu hướng thời gian của biến t.
Phương pháp HJ kiểm định giả thuyết không (H0): không có đồng tích hợp; giả thuyết đối (H1): có đồng tích hợp, có sự hiện diện của hai sự phá vỡ
cấu trúc có thể xảy ra trong 2 giả thuyết này.
Cả phương pháp GH và phương pháp HJ đều thực hiện 3 kiểm định thống kê ADF, ZT và Zα, kiểm định này được thực hiện trên một chuỗi các phần dư tương ứng cho tất cả sự phá vỡ có thể xem xét trên toàn bộ thời kì thử nghiệm. Các thời kì phá vỡ được xác định tương ứng với những vị trí có giá trị thống kê cực tiểu.
Trong nghiên cứu này, phương pháp GH cho rằng Zt là tốt nhất xét về cả kích thước và hiệu quả, do đó các nhà nghiên cứu đã sử dụng những giá trị kiểm định thống kê ZT để xác định các thời kì phá vỡ.
Phương pháp GH và HJ không tuân theo các tiêu chuẩn phân phối thông thường vì thế bài nghiên cứu không thể áp dụng các giá trị tới hạn chuẩn dựa trên kiểm định đồng tích hợp thông thường. Gregory và Hansen (1996) và Hatemi-J (2008, 2009) đã xây dựng các giá trị tới hạn riêng. Một số nghiên cứu gần đây cũng sử dụng các phương pháp GH và HJ bao gồm You và Sarantis (2011, 2012b); Narayan và Narayan (2010).
3.4. Mô tả biến nghiên cứu
Dựa vào phương pháp thực nghiêm đã từng được đề cập trong nghiên cứu của Kefei You, Nicholas Sarantis bài nghiên cứu sử dụng mô hình NATREX mở rộng từng được áp dụng cho Trung Quốc áp dụng vào Việt Nam để đánh giá tỷ giá thực hiệu lực của Việt Nam trong giai đoạn từ năm 1997 đến năm 2011. Xem xét có sự phá vỡ cấu trúc nào trong mô hình hay không và xem xét việc đánh giá đồng Việt Nam trong giai đoạn này là cao hay thấp.
Mô hình NATREX được ước lượng theo phương trình sau:
Trong đó:
ET (Effective Terms of trade index): Tỷ lệ mậu dịch hiệu quả. LIQC (Liquidity Constraint): Hạn chế thanh khoản.
RDEPY (Relative Dependency Ratio of the Young): Tỷ lệ phụ thuộc tương đối của trẻ em.
RDEPO (Relative Dependency Ratio of the Old): Tỷ lệ phụ thuộc tương đối của người già.
GI (Government Investment): Đầu tư chính phủ.
ER’ (Effective Foreign Interest Rate): Lãi suất nước ngoài hiệu quả. (Tax Rate): Thuế suất.
RYGR (Relative Real GDP Growth Rate): Tốc độ tăng trưởng GDP thực tương đối.
RY(Relative PPP Adjusted Real GDP per Capita): PPP tương đối được hiệu chỉnh bởi GDP thực trên đầu người.
Mẫu thời gian quan sát là từ năm 1997 đến năm 2011.
3.5. Chọn rổ tiền tệ đặc trưng.
Căn cứ vào tỷ trọng thương mại của Việt Nam và đối tác thương mại, chọn ra các đồng tiền tham gia “rổ tiền” để tính tỷ giá thực đa phương (REER) theo nguyên tắc ưu tiên chọn đồng tiền của các đối tác có tỷ trọng thương mại lớn với Việt Nam. Ngoài ra, các đối tác có sự cạnh tranh trong xuất khẩu với Việt Nam, các đồng tiền mạnh, các đối tác tiềm năng... cũng được xem xét trong việc lựa chọn đồng tiền nào tham gia “rổ tiền”.
Đồng USD là đồng tiền hiển nhiên có mặt trong rổ tiền do đồng tiền này là đồng tiền mạnh nhất thế giới cho tới thời điểm hiện nay.
Kế đến là đồng JPY cũng là một lựa chọn không tranh cãi, do đây là đồng tiền của một quốc gia có nền kinh tế đứng hàng thứ hai thế giới và Nhật cũng là một trong những đối tác thương mại lớn của Việt Nam.
Trung Quốc là quốc gia ngoài việc là đối thủ cạnh tranh trực tiếp, trao đổi thương mại song phương của Việt Nam với Trung Quốc có tỷ trọng lớn nhất và Việt Nam luôn chịu tình cảnh nhập siêu lớn nhất với họ. Từ năm 2001 đến 2008 Việt Nam liên tục nhập siêu với Trung Quốc cứ năm sau lớn hơn năm trước và đến 2008 nhập siêu lên tới trên 11 tỷ đô la. Vì vậy, đồng tiền của Trung Quốc rất đáng được quan tâm trong việc tính tỷ giá thực đa phương.
Đồng tiền của các nước ASEAN được chọn do các nước này là những đối thủ cạnh tranh trực tiếp của Việt Nam trong giao thương quốc tế.
Tương tự, đồng tiền của Hàn Quốc đại diện cho các nước phát triển ở Châu Á được chọn do kim ngạch xuất nhập khẩu với Việt Nam là rất lớn.
3.6. Thu thập số liệu
Thu thập thị phần nhập khẩu hàng hóa(hàng sản xuất) trên tổng hàng hóa mậu dịch của hàng hóa tại Việt Nam; thị phần xuất khẩu hàng hóa trên tổng hàng hóa mậu dịch tại Việt Nam, khối lượng hàng xuất khẩu của các đối tác thương mại vào Việt Nam. Tất cả các dữ liệu này được thu thập từ IMF. Tất cả các chỉ số này được dùng để tính chỉ số Wij
- Để thu được chỉ số ET, bài nghiên cứu lần lượt thu thập chỉ số giá xuất khẩu và chỉ số giá nhập khẩu của Việt Nam và 7 đối tác thương mại lớn. Các chỉ số này được thu thập từ IFS.
- Thu thập lãi suất dài hạn của bảy đối tác giao dịch chính của Việt Nam, thông qua tỷ suất sinh lợi trái phiếu dài hạn của chính phủ và tỷ lệ lạm phát tại các nước. Các số liệu này được thu thập từ IFS.
- Tỷ lệ phụ thuộc của trẻ em (RDEPY) và người già (RDEPO) hàng năm được lấy từ WDI.
- Các số liệu tốc độ tăng trưởng GDP thực tương đối (RYGR), GDP thực trên đầu người hiệu chỉnh, PPP (RY) đều được lấy từ WDI.
Các chỉ số này được tính toán tương tự như của Trung Quốc. Tuy nhiên bài nghiên cứu không thực hiện hồi quy số liệu năm ra quý để hạn chế sai số trong quá trình chạy mô hình. Đồng thời số quan sát cũng khá ít, mẫu thời gian chỉ trong vòng 15 năm. Do hạn chế về mặt thống kê dữ liệu nên bài nghiên cứu thực hiện thay thế biến TFP thành RYGR và RY. Các số liệu đều được làm trơn bằng cách dùng logarit tự nhiên, ngoại trừ Er’, RYGR là tốc độ gia tăng.
CHƯƠNG IV – PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH
4.1. Tổng hợp thống kê dữ liệu
Bảng 4.1: Tổng hợp thống kê dữ liệu
Năm REER LIQC TAX( τ ) GI Er' RDEPO RDEPY RY RYGR ET 1997 -0.4954 2.9881 2.8740 11.5933 2.6500 2.4484 4.1834 7.0818 2.3260 0.9923 1998 -0.4904 3.0019 2.8042 11.6711 3.3676 2.4371 4.1420 7.1364 1.9810 0.9875 1999 -0.5080 3.3388 2.8160 11.7843 3.9162 2.4257 4.0993 7.1826 1.8421 0.9954 2000 -0.5373 3.5627 2.8904 11.9263 2.2108 2.4159 4.0898 7.2563 2.2080 0.9938 2001 -0.5342 3.6710 2.9471 12.0465 2.6244 2.4042 4.0462 7.3327 2.2320 0.9939 2002 -0.5346 3.7644 2.9864 12.2068 2.4373 2.5479 4.0031 7.4056 2.1769 0.9888 2003 -0.5708 3.8789 3.0377 12.3853 2.0784 2.5361 3.9578 7.4857 2.2620 0.9851 2004 -0.5709 4.0728 3.0796 12.5808 0.8969 2.5265 3.9128 7.5764 2.3814 0.9856 2005 -0.5673 4.1875 3.1288 12.7459 1.7056 2.5392 3.8888 7.6785 2.4883 0.9891 2006 -0.5734 4.2657 3.1887 12.9109 2.0871 2.5080 3.8203 7.7782 2.4613 0.9892 2007 -0.5728 4.5364 3.1563 13.1846 1.2370 2.4998 3.7725 7.8771 2.4511 0.9787 2008 -0.5614 4.5018 3.1964 13.3322 2.2163 2.4907 3.7635 7.9495 2.1589 0.9791 2009 -0.5941 4.7249 3.1137 13.4714 2.3343 2.4832 3.7153 7.9996 1.8325 0.9798 2010 -0.5973 4.8281 3.1903 13.6295 0.7521 2.4749 3.6646 8.0680 2.1056 0.9850 2011 -0.5957 4.7152 3.1408 13.6853 1.2177 2.4689 3.6584 8.1366 2.1061 0.9907 4.2. Các bước thực nghiệm
Bước 1: Kiểm định tính dừng các biến bằng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị Ng- Perron (ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%).
Bài nghiên cứu chưa thể thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị Lee và Strazicich để tìm kiếm thời điểm có sự phá vỡ cấu trúc.
Bước 2: Tiến hành ước lượng phương trình đồng tích hợp đối với các biến quan trọng. Lần lượt đưa các biến vào trong phương trình. Để xem xét mức ý nghĩa các biến, duy trì các biến quan trọng và loại bỏ các biến không có ý nghĩa.
Bước 3: Thực hiện đồng tích hợp các biến có chuỗi không dừng như đã thực hiện ở Bước 1 bằng phương pháp GH để tìm điểm phá vỡ cấu trúc.
Do một số hạn chế nhất định về mặt kỹ thuật nên bài nghiên cứu chưa thể tiến hành kiểm định J-Hatemi để tìm 2 điểm phá vỡ cấu trúc mà chỉ có thể tiến hành kiểm định GH để tìm một điểm phá vỡ cấu trúc.
Bước 4: Sau khi tìm được một điểm phá vỡ cấu trúc, tiếp tục tạo biến giả D1 và hồi quy theo mô hình C, C/T như hướng dẫn của bài nghiên cứu về tỷ giá Trung Quốc của You, K.,và Sarantis,N. (2012b). Sau đó đưa ra kết luận mô hình nào có ý nghĩa cao hơn.
Bước 5: Tiến hành thêm kiểm định đồng liên kết Johansen test để xem xét mối quan hệ đồng tích hợp giữa các yếu tố. Từ đó đưa ra kết luận khẳng định kết quả của GH cointegration test.
4.3. Kết quả chạy mô hình
Bước 1: Kiểm định nghiệm đơn vị theo Ng-Perron
Chỉ số Akaike sửa đổi tiêu chí thong tin được sử dụng để chọn chiều dài độ trễ cho các thử nghiệm MZa cho độ trễ tối đa là 3. Bài nghiên cứu có kết quả về tính dừng của các biến như sau:
Varriables Ng-Perron (2001) unit root test
Level 1st difference 2nd difference
MZa stats MZa stats MZa stats
RDEPO -4.15185[0] -6.36254[0]* RDEPY -6.85859[0] -32.1010[1]*** ER -5.1694[0] -24.1078[1]*** GI -7.95572[3] -32.5923[1]*** LIQC -6.31588[0] REER -6.24305[0] -22.2465[1]** RY -12.4026[1] -5.80957[0]* RYGR -5.02420[0] TAX -17.6680[2]** ET -25.0058[1]***
Kêt luận: 2 biến dừng ngay (TAX, ET), 8 biến còn lại không dừng trong đó: RDEPO, RDEPY ER, REER dừng tại sai phân bậc 1.
LIQC, RYGR không dừng.
Theo kiểm định nghiệm đơn vị Ng-Perron từ bảng trên có thể thấy 2 biến đã dừng là (TAX, ET) các biến còn lại đểu không dừng (ER’, GI, LIQC, REER, RY, RYGR).
Do đó, bài nghiên cứu tiến hành thực hiện tổng hợp tất cả các yếu tố trong một phương trình tích hợp, ngọai trừ các biến có chuỗi đã dừng như đã nói ở trên, bài nghiên cứu không thực hiện đưa lần lượt từng biến vào mô hình. Thay vào đó, thực hiện đưa cùng một lúc tất cả các biến vào mô hình, xem xét ý nghĩa của từng biến, đồng thời loại bỏ các biến không có ý nghĩa quan trọng trong mô hình.
Tất cả đều xem xét ở mức ý nghĩa 10%.
Bước 2: Tiến hành ước lượng phương trình đồng tích hợp các biến không dừng, căn cứ vào mức ý nghĩa các biến, duy trì các biến quan trọng và loại bỏ các biến không có ý nghĩa.
Ước lượng vào phương trình đồng tích hợp tất cả các biến không dừng ta được được kết quả:
Lần 1
Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/16/13 Time: 13:56 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.980547 2.268184 -0.432305 0.6785 ER’ 0.013295 0.008755 1.518539 0.1727 GI 0.144124 0.139486 1.033251 0.3359 LIQC -0.067993 0.030652 -2.218199 0.0620 RY -0.195621 0.316483 -0.618109 0.5561 RYGR 0.026874 0.032453 0.828103 0.4349 RDEPO -0.048614 0.082184 -0.591525 0.5728 RDEPY 0.102437 0.302884 0.338205 0.7451
R-squared 0.950386 Mean dependent var -0.553569
Adjusted R-squared 0.900772 S.D. dependent var 0.035257
S.E. of regression 0.011106 Akaike info criterion -5.858114