Bài nghiên cứu của nhóm tác giả Yin – Wong Chueng, Menzie D. Chinn và Eiji Fujii đã tiến hành kiểm định và đưa ra các kết luận về tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai của Trung Quốc. Để có thể vận dụng các mô hình mà các tác giả nêu ra trong bài nghiên cứu vào thực tiễn Việt Nam thì chúng ta cần có thời gian nghiên cứu sâu và thu thập dữ liệu để chạy các mô hình hồi quy cho ra kết quả để đánh giá về tỷ giá hối đoái và tài khoản vãng lai của Việt Nam . Ở đây,
chúng ta hãy cùng nghiên cứu một vài phần nhỏ của Luận văn Thạc sỹ năm 2009 “Tỷ giá hối
đoái thực và cán cân thương mại của Việt Nam ” của Phạm H ồng Phúc có các mô hình và kiểm định gần giống với bài nghiên cứu để liên hệ với thực tiễn Việt Nam .
Mô hình giới hạn:
Ln(EXM)t = α0 + α2lnGDPvn t-1 + α3lnRERus t-1 + εt
Mô hình hồi quy giới hạn như sau:
Ln(EXM)t = 40,2525 - 8,1767lnGDPvnt-1 + 0,5562lnRERus t-1
(2,3885) (-2,30114) (2,5592)
R2 = 0,3180
Sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra khả năng giải thích của mô hình gi ới hạn
Giả thiết: H0: α 2 = α 3 = 0 H1: Ít nhất α i ≠ 0
Ta có F = 7,461122 > F(0.05, 3, 35) = 2.87418, vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0, tức mô hình có
biến giải thích hay mô hình trên được chấp nhận.
G iải thích m ô hình như sau:
Mô hình giải thích được 31,8% sự phụ thuộc của tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu vào sự biến động của tỷ giá thực VND/USD và tỷ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc dân (GDP) của Việt Nam. Tỷ số xuất trên nhập khẩu đồng biến với tỷ giá thực và nghịch biến với chỉ số GDP trong nước. Khi RER tăng 1% thì tỷ số xuất trên nhập khẩu sẽ tăng 0,56%. Khi chỉ số GDP trong nước tăng 1%, tỷ số xuất nhập khẩu giảm 8,18%.
Kết quả mô hình hồi quy giới hạn.
Dependent Variable: LNEXM Method: Least Squares
Date: 04/15/09 Tim e: 16:28 Sample(adjusted): 2000:1 2008:3
Included observat ions: 35 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 40,2525 16,85237 2,388537 0,023
LNRERUS 0,556199 0,217332 2,559212 0,0154
LNGDPVN -8,176725 3,55333 -2,30114 0,028
R-squared 0,318021 Mean dependent var 4,531902
Adjusted R-square d 0,275397 S.D. dependent var 0,206823
S.E. of regression 0,176055 Akaike info criterion -0,554222
Sum squared resid 0,991853 Schwarz criterion -0,420907
Log likelihood 12,69889 F-statistic 7,461122
Kết luận: Khi tỷ giá thực tăng đã góp phần cải thiện cán cân thương mại, nhưng mức độ tác động thấp. Độ trễ của tác động cho thấy tỷ giá thực VND/USD tăng lên quý này thì quý sau nó m ới có tác động cải thiện cán cân thương m ại.
Từ lý thuyết ngang giá sức mua, ta xây dựng mô hình tác động của l ạm phát đối với tỷ giá như sau:
REERt = α + α1Pwt – α2Pvnt + ut
REERt: tỷ giá thực đa phương
Pwt : chỉ số giá tiêu dùng bình quân có trọng số là tỷ trọng thương mại của các nước và vùng
lãnh thổ có đồng tiền tham gia rổ tiền.
Pvnt: chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam .
α: tham số
α1, α2: hệ số hồi quy. ut: sai số.
Chạy hồi quy tỷ giá thực đa phương theo lạm phát bình quân và lạm phát của Việt Nam . Sau khi hồi quy chuỗi dữ liệu từ năm 1999 đến 2008 theo quý (40 quan sát), kết quả và mô hình hồi quy như sau:
REER = 20,0267 + 1,3375Pw - 0,4712Pvn
(1,6433) (9,0111) (-12,3801)
R2 = 0,8098
Dấu của hệ số hồi quy phù hợp với lý thuyết ngang giá sức m ua. REER đồng biến với lạm phát bình quân và nghịch biến với lạm phát trong nước, nghĩa là lạm phát bình quân của bảy nước có đồng tiền tham gia rổ tiền tăng thì REER tăng, lạm phát trong nước tăng REER giảm. Prob gần
bằng không, mô hình có độ tin cậy gần bằng 100%. R2 bằng 0,8098: 80,98% sự biến động của
tỷ giá thực đa phương được giải thích bởi lạm phát bình quân và lạm phát trong nước.
Kiểm định giả thuyết về ý nghĩa các hệ số hồi quy
Giả thuyết : H0: a = 0 (Y và X không có quan hệ tuyến tính)
H1: a # 0 (Y và X có quan hệ tuyến tính)
Bác bỏ Ho nếu |t-stat| > tn-2,α/2 T ừ kết quả hồi quy m ô hình, ta có:
|t-stat| = 9,011067> tn-2,α/2 = 2,3289 (n =40, mức ý nghĩa α =5%). |t-stat| = 12,38015> tn-2,α/2 = 2,3289 (n =40, mức ý nghĩa α =5%).
Vì vậy, ta bác bỏ giả thuyết H0, tức REER có quan hệ tuyến tính với lạm phát bình quân và lạm
phát trong nước.
G iải thích m ô hình như sau:
Khi lạm phát bình quân (của 7 nước và vùng lãnh thổ có đồng tiền tham gia rổ tiền tệ) t ăng 1 đơn vị REER tăng 1,3375 đơn vị, khi lạm phát trong nước tăng 1 REER giảm 0,4712.
Kết quả hồi quy REER theo chênh lệch l ạm phát