6. Kết cấu của đề tài
3.2.2 Ước lượng mô hình VAR
3.2.2.1 Kiểm định tính dừng
Khi các nghiên cứu sử dụng dưới dạng chuỗi dữ liệu thời gian, việc đầu tiên cần nên làm là kiểm tra xem những biến mà nghiên cứu sử dụng trong mô hình là dừng (stationay) hay không dừng (non-stationary). Một chuỗi dữ liệu thời gian được xem là dừng nếu như kỳ vọng, phương sai và hiệp phương sai không đổi theo thời gian (Engle và Granger, 1987), nghĩa là:
Kỳ vọng: E(Yt) = = const, t (3.5)
Phương sai: Var(Yt) = E(Yt - ) = 2
= const, t (3.6)
Hiệp phương sai: Cov(Yt, Yt-k) = E[((Yt - )(Yt-k - ))] = k , t (3.7)
Nếu vi phạm một trong các điều kiện nói trên thì chuỗi dữ liệu được xem là không dừng.
Tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian là một khái niệm vô cùng quan trọng, vì thực tế hầu hết tất cả những mô hình thống kê đều được thực hiện dưới giả định là chuỗi dữ liệu thời gian phải dừng. Do vậy một khi ước lượng các tham số hoặc kiểm định giả thiết của các mô hình, nếu không kiểm định thuộc tính dừng của dữ liệu thì các kỹ thuật phân tích thông thường (kỹ thuật phân tích bình phương nhỏ nhất) sẽ không chính xác và hợp lý và điều này có thể dẫn đến hồi quy giả mạo (the spurious regression) và kết luận sai khi sử dụng các kiểm định thống kê. Vì vậy tính dừng cho chuỗi dữ liệu thời gian của mô hình nên được kiểm tra trước tiên.
Để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian, luận văn sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị của Dickey-Fuller. Dickey-Fuller (1979) đã nghiên cứu quá trình AR(1)
Yt = Yt-1 + ut (3.8)
Trong đó Y0 là giá trị xác định hữu hạn, ut IID
Nếu như = 1, khi đó Yt sẽ là một bước ngẫu nhiên. Yt là một chuỗi không dừng. Do đó để kiểm định tính dừng của Yt ta sẽ kiểm định giả thiết
H0: =1 (chuỗi là không dừng) H1: <1 (chuỗi dừng)
Ta ước lượng mô hình (3.8), có phân bố DF
Nếu như thì bác bỏ H0. Trong trường hợp này là chuỗi dừng.
Bởi vì có hiện tượng tương quan chuỗi thời gian giữa các ut do thiếu biến, nên thường sử dụng kiểm định DF mở rộng là ADF (Augumented Dickey – Fuller).
Khi đó:
- Nếu || tính toán > || = giá trị ADF (ADF test statistic) suy ra chấp nhận giả thiết H0 hay có nghĩa là tồn tại nghiệm đơn vị (chuỗi dữ liệu không dừng).
- Nếu || tính toán < || = giá trị ADF (ADF test statistic) suy ra bác bỏ giả thiết H0 hay có nghĩa là không tồn tại nghiệm đơn vị (chuỗi dữ liệu dừng).
3.2.2.2 Lựa chọn độ dài của trễ
Việc lựa chọn trễ trong mô hình VAR là một phần hết sức quan trọng và phức tạp trong thủ tục định dạng. Hơn nữa, vấn đề chọn trễ phụ thuộc vào kinh
nghiệm của người sử dụng mô hình hơn là sử dụng một công thức định lượng đơn giản. Mặc dù vậy, người ta cũng dựa vào một số tiêu chuẩn để có thể quyết định lựa chọn độ trễ nào tối ưu cho mô hình. Một số tiêu chuẩn được đề cập đến ở đây như là: AIC (Akaike Information Creterion), SC (Schwarz information criterion), LR (sequential modified LR test statistic), HQ (Hannan-Quinn information criterion), FPE (final prediction error).
3.2.2.3 Kiểm định độ ổn định của mô hình
Nếu như các nghiệm của phương trình đặc trưng thực sự nằm trong đường tròn đơn vị, thì mô hình VAR được gọi là ổn định (stable).
Người ta đã chứng minh rằng nếu điều kiện ổn định được thỏa mãn thì quá trình VAR là dừng nếu t biến thiên từ - đến và tiệm cận dừng nếu t có một giá trị ban đầu nào đó. Tuy nhiên điều ngược lại sẽ không đúng: có quá trình dừng nhưng không phải là quá trình ổn định. Vì thế, trong mô hình VAR bắt buộc các dữ liệu phải dừng và mô hình VAR phải ổn định thì quá trình nghiên cứu mới khả thi.
3.2.2.4 Hàm phản ứng và phân rã phương sai
Hàm phản ứng
Mô hình VAR đã ghi dấu ấn trong lý thuyết kinh tế, đưa ra một cơ sở thuận lợi và hữu ích đối với việc phân tích chính sách. Hàm phản ứng (IRF) xem ảnh hưởng của bất kỳ biến nào đến các biến khác trong hệ thống. Đó là một công cụ hiệu quả của chính sách. Đây là một quan điểm quan trọng liên quan đến IRF và VAR.
Trong mô hình VAR, một cú sốc đối với biến i – yếu tố ngẫu nhiên ở phương trình đối với biến i – không chỉ ảnh hưởng đến biến i mà còn lan truyền đến biến nội sinh khác thông qua cấu trúc động của VAR. Hàm phản ứng mô tả ảnh hưởng của một cú sốc ở một thời điểm đến các biến nội sinh ở hiện tại và tương lai.
Hình 3.1: Đồ thị hàm phản ứng
Nguồn: Nguyễn Quang Dong, 2013
Nếu tại thời điểm t, mỗi cú sốc uj thay đổi j với j=1,2,...,m thì mức thay đổi của Y tại t+s so với tại thời điểm j là:
Phân rã phương sai – phương pháp Cholesky: Mục đích của phân rã phương sai là xem xét vai trò tác động của cú sốc lên sai số dự báo, đóng góp của cú sốc trực giao thứ j đối với sai số dự báo bình phương trung bình (MSE) của dự báo thời kỳ s được tính như sau:
Trong đó: Mi = iQ-1; M0 = Q-1, 0 = I
Như vậy sai số dự báo thời kỳ s được phân rã thành s thành phẩm.
3.3 Thu thập dữ liệu
Để tiếp tục quá trình nghiên cứu , ta cần phải thu thập các dữ liệu thứ cấp sau :
1
ij
- Kim ngạch xuất khẩu và nhập khẩu của Việt Nam với các đối tác - GDP của Việt Nam và các đối tác
- Dữ liệu để tính REER: bao gồm tỷ giá hối đoái danh nghĩa, CPI của Việt Nam và các đối tác.
3.3.1 Chọn chuỗi dữ liệu thời gian nghiên cứu và năm gốc phù hợp
Chuỗi dữ liệu được chọn phải phù hợp và đáp ứng các yêu cầu sau
- Đảm bảo số quan sát đủ lớn để đảm bảo mô hình nghiên cứu được chính xác.
- Chuỗi dữ liệu diễn ra trong thời gian đủ ngắn để các biến số về chính trị xã hội không quá biến động, làm sai lệch kết quả nghiên cứu.
- Để dễ dàng cho việc tính toán, chuỗi dữ liệu thời gian nên lấy năm gốc là năm đầu của chuỗi. Năm gốc nên chọn năm có tình hình kinh tế - chính trị - xã hội ít biến động.
- Nếu các dữ liệu của các tổ chức thống kê có những mốc năm gốc và hoặc giai đoạn thống kê phù hợp thì ưu tiên chọn để giảm bớt việc xử lý lại dữ liệu, tránh sai sót.
- Phải chọn chuỗi dữ liệu thời gian sao cho có thể tìm ra dữ liệu trong thời gian thực hiện nghiên cứu để tránh việc quá hạn hoàn thành luận văn.
Xét tổng quan tình hình kinh tế xã hội và tình hình cán cân thương mại của Việt Nam, ta thấy rằng, từ khi Việt Nam mở cửa thực hiện công cuộc đổi mới từ 1986 đến năm 2013, thì năm 1992 là năm có thương mại thặng dư, nhưng 2 năm gần đây năm 2012 và 2013 Việt Nam cũng đã đạt được thặng dư cán cân thương mại sau năm 1992. Tuy nhiên, vì Việt Nam là một nước đang phát triển, có nền kinh tế đang chuyển đổi, nên cấu trúc nền kinh tế thay đổi rất nhanh và phức tạp, các biến số vĩ mô thay đổi rất lớn sẽ rất khó quan sát biến động của tỷ giá vì thế không nên chọn năm gốc là năm 1992, mặc dù năm này các cân thanh toán khá cân bằng,
nền kinh tế ổn định vì việc nghiên cứu tỷ giá trong thời gian quá dài sẽ không sát với thực tế.
Vấn đề chọn kỳ gốc là kỳ cơ sở rất quan trọng vì nó sẽ ảnh hưởng đến kết quả tính tỷ giá thực. Nhưng trong thời gian gần đây, các tổ chức tài chính quốc tế khi công bố số liệu thường chọn năm gốc là năm 2005. Xét thấy năm này, biến động tỷ giá tương đối ít (tỷ giá USD/VND trong khoảng 300 đồng), lạm phát ở mức 1 con số, tình hình kinh tế- xã hội cũng ít biến động. Hơn nữa, năm 2005 cũng không quá xa so với hiện tại, việc thu thập số liệu dễ dàng hơn, khá phù hợp với các tiêu chí đã đề ra ở trên. Dữ liệu sẽ được thu thập theo quý để đảm bảo số lượng quan sát đủ lớn, không nhất thiết phải chọn kỳ gốc quá xa hiện tại hay chọn quá nhiều quan sát vì những giá trị trong quá khứ càng xa thì càng ít tác động đến những giá trị trong tương lai quan sát.Vì vậy, kỳ gốc tác giả lựa chọn ở đây là từ quý 1 năm 2005 đến quý 4 năm 2013 để thu thập, quan sát tiến hành phân tích và chạy mô hình, bao gồm 36 quan sát.
3.3.2 Thu thập dữ liệu xuất nhập khẩu của Việt Nam và chọn đối tác
Các dữ liệu giá trị xuất khẩu và nhập khẩu phân theo khối nước, phân theo nước và vùng lãnh thổ tính theo quý được lấy từ website của Tổng cục thống kê Việt Nam ở địa chỉ http://www.gso.gov.vn/. Giá trị xuất nhập khẩu được quy đổi thành đơn vị là triệu USD thống nhất cho các đối tác thương mại với Việt Nam.
Dựa vào phân tích của Tổng cục Hải quan và tổng kim ngạch xuất nhập khẩu của Việt Nam với các đối tác, các đối tác thương mại lớn của Việt Nam bao gồm : thị trường EU, ASEAN, Hoa kỳ, Trung Quốc, Nhật Bàn, Hàn Quốc.
Bảng 3.1: Tỷ lệ % XNK của các đối tác so với tổng kim ngạch XNK của Việt Nam
Các đối tác 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
Trung Quốc 28% 27% 33% 32% 37% 38% 37% 36% 38% Mỹ 21% 22% 24% 23% 25% 25% 22% 21% 22%
Nhật Bản 26% 25% 25% 27% 24% 23% 22% 22% 19% Hàn Quốc 13% 12% 14% 14% 16% 18% 18% 18% 21% Singapore 27% 29% 17% 16% 13% 12% 11% 9% 9% Thái Lan 9% 10% 20% 19% 11% 9% 9% 8% 6% Đức 5% 6% 10% 10% 10% 9% 8% 8% 7% Australia 10% 12% 8% 7% 7% 8% 7% 7% 7% Nguồn: Tính toán của tác giả, TCTK (http://www.gso.gov.vn/)
Trung Quốc là đối tác thương mại lớn nhất của Việt Nam với tổng kim ngạch xuất nhập khẩu 50,21 tỷ USD năm 2013 với tốc độ tăng trưởng 22% so với năm 2012 và chiếm 38% tổng kim ngạch xuất nhập khẩu của Việt Nam, do trao đổi thương mại song phương giữa hai nước có tỷ trọng lớn nhất và Việt Nam luôn trong tình cảnh nhập siêu lớn từ Trung Quốc. Vì vậy, tác giả sẽ chọn đồng nhân dân tệ (CNY) vào rổ tiền tệ để tính tỷ giá thực đa phương của Việt Nam.
Đối tác thương mại lớn thứ hai của Việt Nam là Hoa kỳ, đây là khách hàng nhập khẩu lớn nhất đối với hàng xuất khẩu của Việt Nam với kim ngạch 23,7 tỷ USD vào năm 2013, đạt tốc độ tăng trưởng 21,4% và chiếm 22% tổng kim ngạch xuất nhập khẩu của Việt Nam. Ngoài ra, đồng USD còn là đồng tiền mạnh nhất trên thế giới cho đến thời điểm hiện nay và trên các chỉ tiêu tài chính của các quốc gia trên thế giới luôn lấy đồng USD làm cơ sở. Nên đồng USD là đồng tiền hiển nhiên có mặt trong rổ tiền tệ.
Nhật Bản cũng là một đối tác thương mại lớn của Việt Nam. Các mặt hàng điện tử của Việt Nam được nhập từ Nhật Bản khá nhiều. Bên cạnh đó, đồng Yen Nhật là một đồng tiền của một quốc gia có nền kinh tế đứng hàng thứ hai trên thế giới. Vì thế, đồng Yen Nhật cũng không thể thiếu trong rổ tiền tệ.
Một quốc gia Châu Á cũng được xem là có mối quan hệ thương mại lớn với Việt Nam đó là Hàn quốc. Trong những năm gần đây, vị thế của Hàn Quốc trong hoạt động xuất nhập khẩu của Việt Nam đang ngày càng được khẳng định khi quốc
Trong các năm 2011, 2012 và năm 2013, Hàn Quốc luôn là thị trường xuất khẩu hàng hóa lớn thứ 4 của các doanh nghiệp Việt Nam, và ngược lại, Hàn Quốc là nguồn nhập khẩu lớn thứ 2 của các doanh nghiệp Việt Nam. Vì thế, đồng Won cũng không thể thiếu trong rổ tiền tệ để tính tỷ giá thực đa phương của Việt Nam.
Đồng tiền của các nước ASEAN như Thái Lan, Singapore cũng được lựa chọn vì đây là các đối thủ cạnh tranh trực tiếp của Việt Nam trong thương mại quốc tế và hai quốc gia này cũng là một trong những đối tác có tổng kim ngạch xuất nhập khẩu lớn của Việt Nam
Thị trường EU cũng là thị trường xuất khẩu lớn nhất của Việt Nam và đồng EUR là một trong những đồng tiền mạnh nhất trên thế giới, nên đồng EUR cũng không thể thiếu trong rổ tiền tệ, và ở đây tác giả chọn Đức làm đối tác đại diện vì trong các quốc gia ở thị trường EU thì Đức là nước quan hệ giao thương lớn với Việt Nam.
Ngoài ra, đồng AUD của Australia cũng được chọn vào rổ tiền tệ do kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam với quốc gia này khá lớn và đồng AUD cũng thuộc diện là đồng tiền mạnh.
Tóm lại, các đối tác mà tác giả sẽ chọn vào rổ tiền tệ bao gồm 8 quốc gia (Trung Quốc, Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Thái Lan, Singapore, Đức và Australia) nhằm dễ dàng hơn trong việc thu thập số liệu và tính toán.
3.3.3 Thu thập dữ liệu GDP, CPI của Việt Nam và đối tác:
Các số liệu GDP sẽ thu thập theo năm gốc hoặc tính toán theo năm gốc nhằm điều chỉnh lại những sai lệch như sự mất giá của đồng tiền trong việc tính toán giá trị theo giá thực tế để có thể ước lượng chuẩn hơn số lượng thực sự của hàng hóa và dịch vụ tạo thành GDP. Dữ liệu về GDP theo từng quý được lấy từ cơ sở dữ liệu của IMF ở địa chỉ http://elibrary-data.imf.org/DataExplorer.aspx và ADB ở địa chỉ http://www.adb.org/data/statistics, ta được bảng thống kê GDP thực tính theo tỷ lệ
phần trăm của Việt Nam và 8 đối tác đã lựa chọn ở trên dựa trên GDP thực tính theo USD với kỳ gốc năm 2005 (phụ lục 11)
Tương tự, từ cơ sở dữ liệu của IMF và OECD, ta cũng có được bảng thống kê chỉ số giá tiêu dùng CPI của Việt Nam và 8 đối tác với kỳ gốc 2010 =100 (phụ lục 3). Tiến hành điều chỉnh kỳ gốc CPI về năm 2005, ta sẽ được bảng thống kê chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam và 15 đối tác theo kỳ gốc năm 2005.
3.3.4 Thu thập tỷ giá danh nghĩa cuối kỳ của VND với các đồng tiền của các đối tác: tiền của các đối tác:
Thu thập bảng tỷ giá danh nghĩa cuối kỳ của VND với các đồng tiền của 8 đối tác từ Vietcombank và Canadian Forex, ta sẽ được bảng thống kê tỷ giá hối đoái danh nghĩa cuối kỳ của VND với các đồng tiền của 8 đối tác trong khoảng thời gian từ quý 1 năm 2005 đến quý 4 năm 2013 (phụ lục 4)
3.3.5 Tính REER
Để tính được tỷ giá hiệu lực thực đa phương REER, cần phải tính chỉ số tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương NER, tỷ trọng xuất nhập khẩu của từng đối tác và tỷ giá thực song phương (RER).
3.3.5.1 Tính tỷ trọng xuất nhập khẩu, NER, điều chỉnh chỉ số CPI về kỳ gốc và tính chỉ số RER về kỳ gốc và tính chỉ số RER
Từ dữ liệu bảng giá trị xuất khẩu theo giá năm 2000 (phụ lục 1) và bảng giá trị nhập khẩu theo giá năm 2000 (phụ lục 2), tiến hành tính tỷ trọng xuất nhập khẩu của từng đối tác theo từng năm bằng cách lấy tổng xuất khẩu cộng nhập khẩu của từng đối tác theo từng năm chia cho tổng xuất nhập khẩu của 15 đối tác theo từng năm. Kết quả được thể hiện ở bảng phụ lục 6.
Từ dữ liệu tỷ giá hối đoái danh nghĩa thu thập được ở bảng phụ lục 4, ta tiến hành tính chỉ số tỷ giá danh nghĩa song phương với năm gốc 2005 theo công thức (1.1) Kết quả thể hiện ở bảng phụ lục 5.
Chọn kỳ gốc là năm 2005 (dữ liệu nghiên cứu được lấy theo quý nên kỳ gốc bằng 100 ở quý 1 năm 2005). CPI điều chỉnh của các quý của các năm sau được tính bằng cách lấy chỉ số CPI của từng quý chia cho CPI của quý 1 năm 2005 và