Random-effects GLS regression Number of obs = 100
Group variable: ID Number of groups = 5
R-sq: within = 0.0600 Obs per group: min = 20
between = 0.0493 avg = 20.0
overall = 0.0501 max = 20
Wald chi 2 (2) = 5.71
corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0576
Nguồn: Kết quả tính tốn từ phần mềm STATA
Kết quả ước lượng mơ hình (1) bằng phương pháp tác động ngẫu nhiên (random effects) cho thấy các biến thu nhập bình quân đầu người năm trước (lnGDPCit-1) ảnh hưởng khơng có ý nghĩa thống kê và sự thay đổi của tỷ giá hiệu lực đa phương thực tế so với tỷ giá hiệu lực trung bình (ln UNDERVALit) ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến tốc độ tăng trưởng kinh tế trong mẫu nghiên cứu. Tác giả tiếp tục sử dụng kiểm định Hausman test để chọn lựa sự phù hợp của hai mơ hình.
4.1.6. Kiểm định sự phù hợp giữa hai mơ hình
GDPGR Coef. Std. Err. z P>|Z| [95% Conf. Interval]
lnGDPCtl InUNDERVAL cons -.0009822 .0533671 .0602307 .0035738 .0223366 .029335 -0.27 2.39 2.05 0.783 0.017 0.040 -.0079867 .0095882 .0027352 .0060223 .097146 .1177262 sigma_u sigma_e rho .01036853 .03290782
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định sự phù hợp giữa hai mơ hình
Coefficients
Nguồn: Kết quả tính tốn từ phần mềm STATA
Để chọn lựa mơ hình phù hợp tác giả tiến hành kiểm định Hausman. Với giả thuyết: Ho :𝐶𝑜𝑣 (𝑋𝑖𝑡, 𝑢𝑖) = 0 (random effects)
H1: 𝐶𝑜𝑣 (𝑋𝑖𝑡, 𝑢𝑖)≠ 0 (fixed effects)
Giá trị p-value = 0,7677 > mức ý nghĩa 5%. Do đó ta chấp nhận giả thuyết H0, tức là phương pháp tác động ngẫu nhiên định (REM) phù hợp hơn khi ước lượng mơ hình (1).
4.1.7. Kiểm định phương sai thay đổi mơ hình (1)
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi mơ hình (1)
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects GDPGR [ID, t] = Xb + U[ID] + e[ID,t]
Estimated results:
Test: Var(u) =0; Chibar2(0l) = 0.27; Prob >Chibar2 = 0.3010
Nguồn: Kết quả tính tốn từ phần mềm STATA
(b) fe (B) (b-B) re Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E. lnGDPCt1 -.0036702 -.0009822 -.002688 .006215 InUNDERVAL .0621665 .0533671 .0087994 .0121952
b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = ininconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(2) Prob>chi2 = 0.53 = 0.7677 Var sd = sqrt(Var) GDPGR .0011527 .0339514 e .0010829 .0329078 u .0001075 .0103685
Để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi qua các thực thể của mơ hình (1), tác giả tiến hành kiểm định nhân tử Lagrange. Với giả thuyết:
H0: Phương sai sai số không thay đổi qua các thực thể H1: Phương sai sai số thay đổi qua các thực thể
Kết quả kiểm định cho giá trị p-value = 0,3 >mức ý nghĩa 5%. Do đó ta chấp nhận giả thuyết H0, tức là phương sai sai số không thay đổi qua các thực thể
4.1.8. Kiểm định tự tương quan chuỗi trong mơ hình (1) Bảng 4.8 : Kết quả kiểm định tự tương quan mơ hình (1) Bảng 4.8 : Kết quả kiểm định tự tương quan mơ hình (1)
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F (1, 4) = 7.649
Prob> F = 0.0506
Nguồn: Kết quả tính tốn từ phần mềm STATA
Để kiểm tra hiện tượng tương quan chuỗi của mơ hình (1), tác giả tiến hành kiểm định Wooldridge. Với giả thuyết:
H0: Khơng có hiện tương tự tương quan. H1: Có hiện tương tự tương quan.
Gía trị p-value = 0,0506 xấp xỉ mức ý nghĩa 5%. Do đó ta tương đối có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, tức là có hiện tượng tự tương quan trong mơ hình tại mức ý nghĩa 5%.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến mơ hình (1)
Collinearity Diagnostics
SQRT R-
Variable VIF VIF Tolerance Squared
lnGDPCtl 1.00 1.00 0.9 999 0.0001 InUNDERVAL 1.00 1.00 0.9 999 0.0001 Mean VIF 1.00 Cond Eigenval Index 1 1.9871 1.0000 2 0.9974 1.4114 3 0.0155 11.3246 Condition Number 11.3246
Eigenvalues &Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det (correlation matrix) 0.9999
Nguồn: Kết quả tính tốn từ phần mềm STATA
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến , tác giả sử dụng chỉ tiêu VIF. Kết quả cho thấy VIF của tất cả các biến trong mơ hình đều nhỏ hơn 10 nên trong mơ hình, hiện tượng đa cộng tuyến được đánh giá là không nghiêm trọng.
Như vậy mơ hình (1) được ước lượng bằng phương pháp random effects( REM) khơng có hiện tượng phương sai thay đổi và đa cộng tuyến nhưng tương đối có tự tương quan chuỗi. Để khắc phục hiện tượng này, tác giả tiến hành ước lượng lại mơ hình (1) bằng phương pháp Prais-Winsten (PCSE). Kết quả ước lượng như sau:
Bảng 4.10: Kết quả ước lượng hệ số hồi quy mơ hình (1) bằng phương pháp Prais-Winsten
Number of gaps in saimple: 4 (gap countincludespanelchanges) Iteration 0 rho = 0.000 0 Iteration 1 rho = 0.092 3 Iteration 2 rho = 0.105 3 Iteration 3 rho = 0.107 4 Iteration 4 rho = 0.107 8 Iteration 5 rho = 0.107 9 Iteration 6 rho = 0.107 9 Iteration 7 rho = 0.107 9 Iteration 3 rho = 0.107 9
Prais-Winsten AR (1) regression — iterated estimates
Number of obs F(2, 97) Prob> F R-squared Adj R-squared Root MSE = 100 = 3.85 = 0.0246 = 0.0735 = 0.0544 = .03325
GDEGR Coef. Std. Err. t P>| t | [95% Ccnf. Interval]
lnGDPCt1 lnUNDERVAL _cons -.0007955 .053735 .058303c .0025304 .0217532 .0211067 -0.31 2.47 2.79 0.759 0.015 0.006 -.0059168 .010561 .0169127 .0043259 .096909 .1006945 rho .1078643
Durbin-Watson statistic (original) 1.760699 Durbin-Watson statistic (transformed) 1.912 43
Nguồn: Kết quả tính tốn từ phần mềm STATA
Source SS df MS Model Residual .003515136 .10726934 2 97 004257593 .001105875 Total .115785026 99 .001169546
Kết quả ước lượng cho thấy hệ số hồi quy của các biến thu nhập bình quân đầu người năm trước (lnGDPCit-1) của 5 quốc gia Việt Nam, Indonesia, Singapore, Philippines; Malaysia trong giai đoạn 1985-2015 khơng tác động có ý nghĩa thống kê tới tốc độ tăng trưởng kinh tế. Ngược lại, sự thay đổi của tỷ giá hiệu lực đa phương thực tế so với tỷ giá hiệu lực trung bình (ln UNDERVALit) ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê tới tốc độ tăng trưởng kinh tế của 5 quốc gia.
Ảnh hưởng cụ thể của sự thay đổi của tỷ giá hiệu lực đa phương thực tế so với tỷ giá hiệu lực trung bình (ln UNDERVALit) đến tốc độ tăng trưởng kinh tế của 5 quốc gia như sau:
Hệ số hồi quy của biến (ln UNDERVALit) có giá trị là 0,0537 mang giá trị dương (+). Kết quả này phù hợp với kỳ vọng về dấu ban đầu, cho thấy khi tỷ giá hiệu lực đa phương thực tế so với tỷ giá hiệu lực đa phương kỳ vọng (ln UNDERVALit) gia tăng 1% sẽ có tác động tích cực ảnh hưởng giải thích cho tốc độ tăng trưởng kinh tế của 5 quốc gia tầm 5,37%. Như vậy, kết quả nghiên cứu phù hợp với kết quả nghiên cứu của Papanikos (2015) và Rodkik (2008) nghĩa là tồn tại mối quan hệ dương giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu lực và tốc độ tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển, trong đó có Việt Nam.
Kết luận chương 4
Trong chương 3, tác giả đã xây dựng mơ hình nghiên cứu phản ánh mối quan hệ giữa tỷ giá hiệu lực đa phương tới tốc độ tăng trưởng kinh tế của 5 quốc gia Việt Nam, Indonesia, Singapore, Philippines và Malaysia dựa trên các nghiên cứu đã được thực hiện trên thế giới. Để ước lượng mơ hình này, tác giả sử dụng phương pháp ước lượng dữ liệu bảng Fixed effects và Random effects. Kiểm định hausman cho thấy mơ hình được ước lượng theo phương pháp random effects phù hợp hơn phương pháp Fixed effects. Tuy nhiên hiện tượng tự tương quan chuỗi tương đối đã xảy ra trong mơ hình ước lượng bằng phương pháp Random effects. Tác giả khắc phục hiện tượng này bằng phương pháp Prais-Winsten (PCSE). Mơ hình cuối cùng cho thấy tỷ giá hiệu lực đa phương (ln UNDERVALit) gia tăng 1% sẽ có tác động tích cực giải thích cho tốc độ tăng trưởng kinh tế của 5 quốc gia 5,37%.
Việt Nam là một quốc gia được chọn trong mẫu nghiên cứu do đó căn cứ vào kết quả nghiên cứu định lượng có thể thấy sự gia tăng trong tỷ giá hiệu lực đa phương sẽ làm cho tốc độ tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam tăng theo. Tuy nhiên, liệu kết quả đó có thật sự là tốt và đúng đắn, chương 5 của đề tài sẽ thảo luận về kết quả bài nghiên cứu và đề xuất cho các nghiên cứu rộng hơn.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1. Các kết quả nghiên cứu chính
Mục đích của bài nghiên cứu này là xác định tác động của tỷ giá hối đoái thực đến tăng trưởng kinh tế và chiều hướng của sự tác động đó thơng qua trường hợp nghiên cứu tại một số quốc gia trong khu vực ASEAN. Kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng tỷ giá hối đối thực có tác động đến tăng trưởng kinh tế và tỷ giá hiệu lực đa phương (ln UNDERVALit) gia tăng sẽ có tác động tích cực làm tốc độ tăng trưởng kinh tế của 5 quốc gia tăng. Tuy nhiên đề tài còn vướng một số hạn chế sau:
5.2. Hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu
Thứ nhất, Nếu tỷ giá thực thực sự gây ra hiệu quả nhân quả như trên, cần quan
sát rộng hơn tốc độ tăng trưởng và có cơ chế kiểm định đưa ra cách thức chuyển đổi các nguồn lực từ ngành sản xuất hàng hóa phi thương mại sang các ngành sản xuất hàng hóa thương mại. Nghiên cứu chứng minh được lợi ích của việc định giá thấp tới tốc độ tăng trưởng nhưng khơng cung cấp phân tích phúc lợi mang lại từ sự tăng trưởng này. Điều này cũng rất quan trọng, bởi vì việc định giá thấp mang lại lợi ích nhưng cũng có những chi phí nhất định. Để rút ra những kết luận đáng tin cậy cho xây dựng chính sách, cần phải biết nhiều hơn về chi phí của việc định giá thấp và so sánh những lợi ích của tăng trưởng nhanh hơn. Có ít nhất hai chi phí tiềm năng của việc định giá thấp cần lưu ý. Thứ nhất, việc định giá thấp sẽ trợ cấp cho các nhà sản xuất trong ngành hàng thương mại với chi phí thuộc về người tiêu dùng. Trong mơ hình này, người ta có thể nghĩ đến việc định giá thấp bằng một chính sách tiết kiệm bắt buộc. Do đó, khơng thể kết luận rằng tăng trưởng nhanh hơn trong bối cảnh này là tăng cường phúc lợi, liệu người dân có hưởng lợi tốt hơn bằng cách tiêu thụ ít hơn? Thứ hai, chi phí phổ biến của định giá thấp thực sự là nó tạo ra áp lực bất ổn cho cán cân thanh toán và áp lực lạm phát. Giả sử rằng Việt Nam chọn đánh giá thấp việt nam đồng so với đồng đơ la. Với tỷ giá hối đối danh nghĩa của Việt Nam, tính theo VND / đơ la cao hơn tỷ lệ thanh toán bù trừ thị trường, Việt Nam sẽ có thặng dư thương mại. Những khoản thặng dư đó sẽ tạo ra một dòng tiền lớn vào ngân hàng trung ương. Do chính sách định giá thấp nên tỷ giá hối đối khơng được
phép điều chỉnh, số lượng tiền tệ lưu thông sẽ tăng lên cùng với cầu tăng đối với các mặt hàng thương mại ở Việt Nam. Qua thời gian, nếu khơng có sự điều chỉnh tỷ giá hối đoái, sự mất cân bằng sẽ được thể hiện mạnh mẽ trong lạm phát.
Thứ hai, đứng trên quan điểm của từng quốc gia, một chính sách định giá thấp
sẽ thúc đẩy tăng trưởng xuất khẩu và vấn đề lựa chọn chính sách định giá thấp sẽ có tác động khơng đáng kể đến sự cân bằng của thương mại thế giới. Nhưng chúng ta không thể biết rõ tác động liên quan đến thế giới khi nhiều quốc gia cố gắng định giá thấp cùng một lúc cho dù điều này được thực hiện thông qua một loạt các phá giá cạnh tranh hoặc thơng qua chính sách tài khóa chặt chẽ hơn. Và kinh nghiệm từ các nước đã tìm cách sử dụng định giá thấp để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thường thấy rằng hiệu quả tỷ giá thực mất giá danh nghĩa không phải là kéo dài liên tục.
Thứ ba, khi xây dựng chỉ số định giá theo thời gian, giả sử hiệu ứng điều chỉnh
Balassa-Samuelson không nhất thiết là một điều chỉnh chính xác và thường sẽ đưa ra một xu hướng đi lên trong hệ số ước tính do là hiệu quả của mơ hình khơng phải là tác động trực tiếp của thu nhập đối với tỷ giá hối đoái thực (hoặc tương đương, về giá tương đối của hàng hoá) mà là cơ chế theo đó cả thu nhập và giá tương đối của hàng hóa thương mại bị ảnh hưởng bởi một biến thứ ba (tỷ lệ tăng trưởng năng suất trong ngành hàng hóa thương mại),
Thứ tư, đúng là khi có sự can thiệp chính sách, theo mơ hình đơn giản, có thể
tạo giảm giá thực theo thời gian, cụ thể là giảm thuế suất đối với tiết kiệm, đây là một trong những yếu tố quyết định giá trị của β trong mơ hình của Balassa- Samuelson . Và sự thay đổi chính sách như vậy sẽ làm tăng GDP (thông qua hiệu quả của việc tiết kiệm); các động lực tăng thêm cho tiết kiệm cũng có thể làm tăng tỷ giá hối đoái thực cân bằng, trùng hợp khá chặt chẽ với sự gia tăng tăng trưởng kinh tế, vì thế nguyên nhân quan trọng của phép lạ tăng trưởng có thể song hành từ hiệu ứng tăng tiết kiệm và định giá thấp.
Thứ năm, với giả định rằng tỷ giá hối đoái thực được quyết định bởi chính
sách, và chính sách là ngoại sinh đối với tình trạng của nền kinh tế. Tuy nhiên, trên thực tế tỷ giá hối đối thực mang tính nội sinh.
Vì vậy cần có các nghiên cứu tiếp theo để giải quyết các vấn đề đó. Đề xuất ở đây có thể là mở rộng mơ hình hồi quy bao gồm các biến giải thích bổ sung, như tỷ lệ lạm phát, tiêu dùng của chính phủ, và tổng tiết kiệm nội địa như một phần của GDP.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT
1. Tài liệu Hướng dẫn thực hành Stata 12 – Trần Thị Tuấn Anh.
2. Nguyễn Quang Hiệp, 2014. Mối quan hệ giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở
Việt Nam: Mơ hình “Vịng xoắn tiền”. Tạp chí Kinh tế và phát triển số 210, năm
2014, trang 21-32
3. Nguyễn Quang Hiệp & Nguyễn Thị Nhã, 2015. Tỉ giá hối đoái thực đa phương -
kênh truyền dẫn tác động của tăng trưởng kinh tế đến xuất khẩu ở Việt Nam.
Tạp chí Phát triển Kinh tế số 26 (5), tháng 5 năm 2015, trang 26-43.
4. Đào Đinh Minh, 2016. Kiểm định ảnh hưởng của tỷ giá đến tăng trưởng kinh tế
Việt Nam. Tạp chí kinh tế và dự báo số 11(619), năm 2016.
5. Phan Tiến Nam, 2016.Tác động của sai lệch tỷ giá đến tăng trưởng kinh tế. Tạp chí Tài Chính kỳ II, tháng 9 năm 2016.
6. Trần Ngọc Thơ (2006), “Phương pháp tiếp cận cơ chế điều hành tỷ giá ở Việt
Nam”, Đại học Kinh tế TP.HCM, Đề tài nghiên cứu khoa học cấp Bộ.
7. Hồ Anh Tú, 2014. Tác động của tỷ giá hối đoái thực lên tăng trưởng kinh tế.
Nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam.Luận văn thạc sĩ. Trường Đại học Kinh tế
Thành phố Hồ Chí Minh.
TÀI LIỆU TIẾNG ANH
8. Abramovitz, M, 1986. “Catching Up, Forging Ahead, and Falling Behind”.
Journal of Economic History, 46:2, pp. 385-406.
9. Arellano, Manuel, and Stephen Bond, 1991. “Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations.”. Review of Economic Studies 58, no. 2: 277–97.
10. Berkowitz, Daniel, Johannes Moenius, and Katharina Pistor, 2006. “Trade, Law, and Product Complexity.” Review of Economics and Statistics 88, no. 2: 363–73. 11. Dani Rodrik (2008), “The real exchange rate and Economic growth”, John F.
12. Dollar, David, 1992. “Outward-Oriented Developing Economies Really Do Grow
13. More Rapidly: Evidence from 95 LDCs, 1976–1985.” Economic Development and Cultural Change 40, no. 3: 523–44.
14. Duttagupta R., et al, 2006. “Applications of high density tiling microarrays: Interrogation of genomic sequences of functional elements”, Cell Technology 25(10), pp.1139-1147
15. Easterly, William, 2005. “National Policies and Economic Growth: A Reappraisal.” In Handbook of Economic Growth, edited by Philippe Aghion and Steven Durlauf. Amsterdam: Elsevier
16. Eichengreen B, 2008. “The Real Exchange Rate and Economic Growth”, World Bank Growth Commission Working Paper, No.4
17. Fischer, Stanley, 1993. “The Role of Macroeconomic Factors in Growth.”
Journal of Monetary Economics 32, no. 3: 485–512.
18. Freund, Caroline, and Martha Denisse Pierola, 2008. “Export Surges: The Power of a Competitive Currency.” World Bank, Washington (October).
19. Gala, P,2008. “Real exchange Rate Levels and Economic Development :