1. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU:
2.2.4 Kết quả chạy mô hình:
2.2.4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị các biến:
Số liệu theo năm nên nhóm lấy độ trễ là 3 để phù hợp với sốliệu mẫu. Ta có kết quả vế tính dừng của các biến nhƣ sau:
KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ
Variables Ng- Perron (2001) unit root test
Level 1st differrent 2nd different
MZa stats MZa stats MZa stats
RDEPO -83,8362 [3]*** RDEPY -16,7241 [1]* ER -6,75741 [0] -24,1078 [1]*** GI -7,95415 [3] -32,5961 [1]*** LIQC -6,31588 [0] REER -6,2424 [0] -22,2395 [1]** RY -5,82205 [1] -5,59472 [1]*** RYGR -6,6845 [0] TAX -17,6682 [2] ** ET -56,7686 [2] ***
Từ bảng trên cho thấy các biến dừng là RDPO, ET, TAX, RDEPY và các biến còn lại đều không dừng (6 trong số 10 biến). Do đó, nhóm tiến hành thực hiện tổng hợp tất cả các yếu tố trong một phƣơng trình tích hợp, ngoai trừ các biến có chuỗi đã dừng nhƣ đã nói ở trên. Nhóm không thực hiện đƣa lần lƣợt từng biến vào mô hình. Thay vào đó, nhóm thực hiện đƣa 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%. Tiến trình nhƣ sau:
a. Hồi quy tất cả các biến vào một phƣơng trình:
Dependent Variable: REER
Method: Least Squares (1)
Date: 03/18/13 Time: 22:16 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.595281 0.165750 -3.591447 0.0058
GI 0.023721 0.020571 1.153119 0.2786
LIQC -0.087134 0.030391 -2.867064 0.0186
RY -2.53E-06 2.96E-06 -0.857653 0.4133
RYGR -0.000697 0.001915 -0.363833 0.7244
R-squared 0.944123 Mean dependent var -0.553570 Adjusted R-squared 0.913081 S.D. dependent var 0.035257 S.E. of regression 0.010395 Akaike info criterion -6.005887 Sum squared resid 0.000972 Schwarz criterion -5.722667 Log likelihood 51.04416 Hannan-Quinn criter. -6.008904 F-statistic 30.41376 Durbin-Watson stat 2.347909 Prob(F-statistic) 0.000022
Kết quả cho thấy phƣơng trình hồi quy vẫn phù hợp. Tuy nhiên giá trị P-value của từng biến khá lớn, và không có ý nghĩa ở mức 10%. Loại dần biến RYGR ra khỏi phƣơng trình, ta có kết quả:
Dependent Variable: REER (2)
Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 22:19 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.603483 0.156924 -3.845694 0.0032
ER 0.007959 0.004551 1.749093 0.1108
GI 0.025043 0.019350 1.294222 0.2247
LIQC -0.088952 0.028648 -3.104960 0.0112
RY -2.42E-06 2.81E-06 -0.860491 0.4097
R-squared 0.943301 Mean dependent var -0.553570 Adjusted R-squared 0.920622 S.D. dependent var 0.035257 S.E. of regression 0.009933 Akaike info criterion -6.124620 Sum squared resid 0.000987 Schwarz criterion -5.888603 Log likelihood 50.93465 Hannan-Quinn criter. -6.127134 F-statistic 41.59281 Durbin-Watson stat 2.419309 Prob(F-statistic) 0.000003
Tiếp tục loại RY ra khỏi phƣơng trình thứ hai, ta đƣợc kết quả hồi quy nhƣ sau:
Dependent Variable: REER
Method: Least Squares (3)
Date: 03/18/13 Time: 22:21 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.572651 0.150966 -3.793252 0.0030
ER 0.007644 0.004482 1.705461 0.1161 GI 0.024293 0.019101 1.271815 0.2297 LIQC -0.075808 0.023949 -3.165418 0.0090 R-squared 0.939103 Mean dependent var -0.553570 Adjusted R-squared 0.922495 S.D. dependent var 0.035257 S.E. of regression 0.009816 Akaike info criterion -6.186521 Sum squared resid 0.001060 Schwarz criterion -5.997708 Log likelihood 50.39891 Hannan-Quinn criter. -6.188533 F-statistic 56.54448 Durbin-Watson stat 2.335985 Prob(F-statistic) 0.000001
Nhìn vào kết quả ƣớc lƣợng, ta thấybiến độc lập GI có giá trị P-value có giá trị khá lớn với mức ý nghĩa 10%. Do đó, tiếp tục loại biến GI ra khỏi phƣơng trình (3):
Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 22:22 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.385319 0.033928 -11.35682 0.0000
ER 0.008337 0.004562 1.827473 0.0926
LIQC -0.046442 0.006518 -7.124724 0.0000
R-squared 0.930149 Mean dependent var -0.553570 Adjusted R-squared 0.918507 S.D. dependent var 0.035257 S.E. of regression 0.010065 Akaike info criterion -6.182664 Sum squared resid 0.001216 Schwarz criterion -6.041054 Log likelihood 49.36998 Hannan-Quinn criter. -6.184173 F-statistic 79.89654 Durbin-Watson stat 2.074816 Prob(F-statistic) 0.000000
Nhìn kết quả hồi quy trên ta thấy các biến đều có ý nghĩa. Do đó, nhóm sẽ giữ lại hai biến quan trọng trong phƣơng trình đồng tích hợp cuối cùng là Er’ và LIQC.
Bƣớc tiếp theo là tìm kiếm sự phá vỡ cấu trúc với các biến có ý nghĩa trong phƣơng trình trên.
Kết quả thực hiện đồng tích hợp bằng GH cointegration test:
Qua bảng thống kê kết quả Kiểm định GH test nhƣ trên, so sánh giá trị Zt với các giá trị tới hạn của mô hình C lần lƣợt ở các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% nhƣ là -5,31; -
5,56;-6,05. Ta có |-5,8786|>5,56. Do đó giả thuyết Ho bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%. Tƣơng tự, giá trị tới hạn GH test cho mô hình C/T là -5,59; -5,83; -6,36, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5%. Nhƣ vậy có đồng tích hợp giữa các biến. Điều đáng chú ý là ở cả hai mô hình thời điểm phá vỡ cấu trúc đếu là năm 2005. Do đó phần sau, nhóm sẽ phân tích các sự kiện năm 2005 để xem thực sự có gì đặc biệt trong giai đoạn này có dẫn đến việc đánh giá Việt Nam đồng cao hay thấp. Để đánh giá nên thực hiện theo mô hình nào, nhóm tiến hành ƣớc lƣợng và xem xét ý nghĩa các biến.
Mô hình C Mô hình C/T
THE GREGORY-HANSEN COINTEGRATION TEST MODEL 2: Level Shift ADF Procedure t-stat -4.660210 Lag 0.000000 Break 2006 Phillips Procedure Za-stat -19.74969 Za-break 2005 Zt-stat -5.878593 Zt-break 2005
THE GREGORY- HANSEN COINTEGRATION TEST
MODEL 3: Level Shift with Trend ADF Procedure t-stat -4.812492 Lag 0.000000 Break 2006 Phillips Procedure Za-stat -19.64203 Za-break 2005 Zt-stat -5.989838 Zt-break 2005 Mô hình C:
Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 23:10 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.331037 0.045648 -7.252001 0.0000
D1 0.015526 0.009390 1.653359 0.1265
ER 0.005492 0.004598 1.194512 0.2574
LIQC -0.060052 0.010242 -5.863584 0.0001
R-squared 0.944052 Mean dependent var -0.553570 Adjusted R-squared 0.928794 S.D. dependent var 0.035257
S.E. of regression 0.009408 Akaike info criterion -6.271281 Sum squared resid 0.000974 Schwarz criterion -6.082467 Log likelihood 51.03461 Hannan-Quinn criter. -6.273292 F-statistic 61.87046 Durbin-Watson stat 2.763533 Prob(F-statistic) 0.000000
Mô hình C/T:
Dependent Variable: REER Method: Least Squares Date: 03/18/13 Time: 23:12 Sample: 1997 2011
Included observations: 15
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.350159 0.085815 -4.080396 0.0022
D1 0.016708 0.010759 1.552954 0.1515
T -0.001060 0.003956 -0.268059 0.7941
ER 0.005436 0.004810 1.130290 0.2847
LIQC -0.053244 0.027561 -1.931849 0.0822
R-squared 0.944451 Mean dependent var -0.553570 Adjusted R-squared 0.922232 S.D. dependent var 0.035257 S.E. of regression 0.009832 Akaike info criterion -6.145107 Sum squared resid 0.000967 Schwarz criterion -5.909091 Log likelihood 51.08830 Hannan-Quinn criter. -6.147621 F-statistic 42.50549 Durbin-Watson stat 2.788144 Prob(F-statistic) 0.000003
Từ hai mô hình C và C/ T nhƣ trên ta thấy các hệ số mô hình C có ý nghĩa hơn so với mô hình C/T. Cụ thể là hệ số của biến xu hƣớng trong mô hình C/T có Prob = 0,7941 lớn hơn nhiều so với giá trị 10%, 5%, 1%. Do đó nhóm quyết định lựa chọn mô hình C trong quá trình phân tích về sau.
Một lần nữa, nhóm thực hiện kiểm định Johansen test xem xét mối quan hệ đồng tích hợp (cân bằng trong dài hạn) của các yếu tố. Đồng thới xác nhận lại kết quả của kiểm định GH test. Ta có giá trị Trace stistic > Critical value ( 47.65051>42.91525) bác bỏ giả thuyết Ho (không có đồng liên kết). Nhƣ vậy, kiểm định Johansen một lần nữa đã khẳng định kết quả của GH cointegration test là phù hợp.
Date: 03/18/13 Time: 23:24 Sample (adjusted): 1999 2011
Included observations: 13 after adjustments
Series: ER REER LIQC
Lags interval (in first differences): 1 to 1
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.913618 47.65051 42.91525 0.0156 At most 1 0.543996 15.81382 25.87211 0.5076 At most 2 0.350267 5.605514 12.51798 0.5119
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
2.2.4.2 Phân tích tác động của các yếu tố tác động đ n tỷ giá thực hiệu lực :
a. Lãi suất nƣớc ngoài hiệu quả:
Một sự gia tăng trong lãi suất nƣớc ngoài sẽ làm gia tăng chi phí sử dụng vốn, do đó sẽ làm giảm nhu cầu đầu tƣ. Vì một số đầu tƣ, sử dụng hàng hóa phi mậu dịch, khi cầu đầu tƣ giảm thi nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch cũng giảm dẫn đến giá hàng phi mậu dịch giảm và làm Rn giảm. Đối với nƣớc nợ ròng, khi lãi suất nƣớc ngoài gia tăng sẽ làm tăng thu nhập từ nƣớc ngoài làm cho thặng dƣ tài khoản vãng lai. Việc đầu tƣ thấp hơn còn góp phần tạo ra thặng dƣ tài khoản vãng lai. Trong dài hạn, sản lƣợng tạo ra sẽ giảm dần do vốn đâu tƣ thấp.
Nếu thu nhập từ lợi tức nƣớc ngoài tăng thêm không đủ bù đắp cho sự sụt giảm sản lƣợng, thì tài khoản vãng lai sẽ chuyển từ thặng dƣ sang thâm hụt. Nhƣ vậy, sẽ có sự sụt giảm cả về vốn lẫn tài sản nƣớc ngoài. Ta có vốn đẩu tƣ có mối quan hệ nghịch biến với nguồn cung của khu vực phi mậu dịch. Khi vốn giảm, cung hàng hóa phi mậu dịch gia tăng, dẫn đến giá giảm. Tài sản nƣớc ngoài giảm làm cho nhu cầu tiêu dùng hàng hóa phi mậu dịch cũng giảm . Nhìn chung cả hai yếu tố này đều dẫn đến hệ quả là giá hàng phi mậu dịch giảm và Rn giảm.
Khi thu nhập lợi tức từ nƣớc ngoài tăng thêm nhều hơn sự sụt giảm của sản lƣợng, sẽ có hiện tƣợng tài khoản vãng lai tiếp tục thặng dƣ. Do đó tài sản nƣớc ngoài gia tăng dù cho nguồn vốn đầu tƣ sản xuất thấp. Vốn giảm thì cung hàng hóa phi mậu dịch gia
tăng, giá giảm. Mặt khác, tài sản nƣớc ngoài cao hơn làm tăng sự giàu có và tăng nhu cầu sử dụng hàng hóa phi mậu dịch, giá tăng. Nhìn chung trƣờng hợp này lại chƣa xác định đƣợc tác động rõ ràng.
Ở một khía cạnh khác, nếu có một dòng vốn tài trợ từ bên ngoài đủ bù đắp cho sự sụt giảm vốn do lãi suất nƣớc ngoài gia tăng sẽ làm cho nguồn vôn cao hơn. Điều này làm giảm cung hàng hóa phi mậu dich và làm giá hàng phi mậu dịch gia tăng. Sự gia tăng tài sản nƣớc ngoàinhƣ đã phân tích ở trên cũng làm giá tăng. Tóm lại là giá hàng phi mậu dịch tăng, làm Rn tăng, R tăng. Trong kết quả nnghiên cứu, ta thấy hệ số của biến Er’ dƣơng, có phải chăng tồn tại mối quan hệ đồng biến giữa Er’ và REER. Thực tế nguồn FDI đã đóng vai trò quan trọng trong cơ cấu vốn của Việt Nam trong những năm qua. Có lẽ đây là một trong những lí do quan trọng giải thích cho tác động cùng chiều của biến số này.
b. Hạn chế tính thanh khoản:
Một sự hạn chế tính thanh khoản thấp hơn , tức gia tăng khả năng cấp tín dụng, nâng cao mức tiêu dùng ở hiên tại, dẫn đến vay mƣợn từ các nguồn tài trợ bên ngoài để gia tăng phục vụ cho mục đích tiêu dùng, tăng nhu cẩu tiêu dùng hàng hóa phi mậu dịch. Tác động trƣớc mắt không tránh khỏi là giá hàng hóa phi mậu dịch gia tăng, làm Rn tăng. Nhƣ vậy trong trung hạn sự nới lỏng hạn chế thanh khoản làm R tăng. Nhƣ vậy trong trung hạn, tác dộng biến số này thể hiện mối tƣơng quan âm nhƣ đã ƣớc lƣợng trong hệ số. Tuy nhiên, trong dài hạn tác động này có những thay đổi ngƣợc chiều nhƣ sau.Gia tăng vay mƣợn phục vụ cho tiêu dùng làm cho lãi suất gia tăng, chi phí sử dụng vốn cao hơn và tài sản nƣớc ngoài giảm. Thâm hụt cao hơn. Do đó, trong dài hạn việc tiêu dùng hàng hóa phi mậu dịch giảm . Tƣơng tự nhƣ nghiên cứu về Trung Quốc của tác giả, tác động này làm cho giá hàng hóa phi mậu dịch giảm, Rn giảm và R giảm. Ở một khía cạnh khác, vì chi phí sử dụng vốn gia tăng nhƣ đã nói ở trên, và sự sụt giảm về vốn ( do vay mƣợn nhiều)làm cung hàng phi mậu dịch tăng việc sản xuất hàng hóa mậu dịch tăng. Tác động cung tăng làm Pn giảm dẫn đến R, Rn giảm.