CHƢƠNG 3 : DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.2. Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Augmented Dickey - Fuller (ADF) hoặc PP (Phillip – Perron) xem xét tính dừng của các biến đầu vào, lần lượt trong các trường hợp có chặn, có chặn và xu hướng, kết quả cho thấy biến FI
là chuỗi dừng (giá trị thống kê t của FI là -3.623738 lớn hơn giá trị tới hạn 5% -2.919952), còn các biến RER, OPEN, TOT, GEXP, FD đều không dừng ở mức ý nghĩa 5% (giá trị kiểm định nhỏ hơn giá trị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%). Tiếp tục kiểm định ADF hoặc PP cho các biến ở sai phân bậc nhất I(1) ta nhận được toàn bộ các chuỗi đều dừng ở mức ý nghĩa 5% ( giá trị thống kê t theo ADF hoặc PP lớn hơn giá trị tới hạn ở mức 5%). Vậy mơ hình sẽ được ước lượng với sai phân bậc nhất I(1) của các biến: D(RER), D(OPEN), D(TOT), D(GEXP), FI, D(FD). (Xem chi tiết ở bảng 4.3)
Bảng 4.3. Kết quả kiểm định tính dừng
Biến
Kết quả thống kê kiểm định nghiệm đơn vị Hằng số Hằng số và
xu hướng
Giá trị thống kê theo ADF hoặc PP
Giá trị tới hạn 5%
RER Không Không -0.161140 -2.919952
OPEN Khơng Có -0.992266 -2.926622
TOT Không Không -1.349895 -2.933158
GEXP Không Không 0.223925 -2.926622
FI Có Có -3.623738 -2.919952 FD Khơng Có -1.612738 -2.925169 D(RER) Có Có -8.262051 -2.921175 D(OPEN) Có Có -4.079680 -2.926622 D(TOT) Có Có -3.798941 (PP) -2.921175(PP) D(GEXP) Có Khơng -36.63340 (PP) -2.921175(PP) D(FI) Có Có -7.528844 -2.921175 D(FD) Có Không -3.039065 -2.925169
4.3. Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến trong mơ hình
Bảng 4.4. Ma trận hệ số tương quan cho các biến trong mơ hình hồi quy
DRER DRER1 DOPEN DTOT DGEXP FI DFD
DRER 1.000000 DRER1 -0.189415 1.000000 DOPEN 0.404982 -0.263508 1.000000 DTOT -0.261844 -0.295332 -0.033724 1.000000 DGEXP -0.095137 -0.068395 0.498372 0.048859 1.000000 FI -0.233532 -0.107720 -0.013859 -0.009218 0.015713 1.000000 DFD -0.144065 0.088523 -0.634380 -0.043636 -0.521147 0.010475 1.000000 Tính tốn của tác giả Cột (1) của bảng 4.4 thể hiện mối tương quan giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến độc lập trong mơ hình hồi quy. Giá trị hệ số tương quan của biến mở cửa thương mại và tỷ giá hối đoái thực xấp xỉ 0.405. Điều này cho thấy độ mở cửa thương mại có tác động cùng chiều đến tỷ giá hối đối thực. Cịn các biến độc lập còn lại trong mơ hình: tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngồi, vay nợ nước ngồi có tác động ngược chiều lên tỷ giá hối đoái thực. Việc xác định ma trận hệ số tương quan cũng đưa ra một minh chứng cho mối quan hệ cùng chiều giữa mở cửa thương mại và tỷ giá hối đối thực sẽ phân tích sâu hơn trong các kết quả tiếp theo.
4.4. Kết quả hồi quy giữa tỷ giá hối đoái thực và mở cửa thƣơng mại
Hình 4.8: Hồi quy giữa tỷ giá hối đối thực và mở cửa thương mại Nguồn tính tốn của tác giả Hình vẽ 4.8 biểu thị hàm hồi quy đơn giản giữa tỷ giá hối đoái thực và độ mở cửa thương mại. Hình vẽ này thể hiện rõ ràng hơn mối quan hệ tuyến tính cùng chiều giữa tỷ giá hối đoái thực và độ mở cửa thương mại của Việt Nam. Tuy nhiên đây chỉ là mơ hình hồi quy hai biến, đơn giản nhưng khơng thể thiếu để có thể tiến hành những ước lượng sẽ trình bày tiếp theo. Bước tiến hành này cũng hỗ trợ cho việc giải thích kết quả nghiên cứu được chặt chẽ hơn.
4.5. Kết quả ƣớc lƣợng từ mơ hình GMM
Bài nghiên cứu sử dụng kỹ thuật ước lượng Generalized Method of Moments (GMM) để ước lượng phương trình tỷ giá hối đoái thực. Với ưu điểm là GMM có thể kiểm sốt hiện tượng nội sinh của độ trễ biến phụ thuộc và hiện tượng nội sinh tiềm ẩn của các biến giải thích khác trong mơ hình
(Judson and Owen, 1999). Độ trễ của các biến độc lập (biến nội sinh) được sử dụng như là biến công cụ.
Trước hết chúng ta cần phải xác định những biến nào có thể được dùng để làm biến công cụ. Ý tưởng của việc sử dụng biến công cụ là nhằm giải quyết vấn đề tương quan giữa biến phụ thuộc Yt-1 và sai số ngẫu nhiên et bằng cách thay thế Yt-1 bằng một biến Zt gọi là biến cơng cụ có tính chất: (1) Có cộng tuyến cao với biến Yt-1 mà nó thay thế, (2) khơng tương quan với et . Tuy nhiên nếu khơng tìm được biến cơng cụ thì theo nghiên cứu của Liviatan (1963) có thể sử dụng độ trễ của các biến độc lập làm biến công cụ, sau đó dùng kiểm định J- sargan để xác định mức độ phù hợp của các biến công cụ cũng như đánh giá mơ hình vừa sử dụng. Điều kiện cần có để sử dụng biến cơng cụ là số biến công cụ phải lớn hơn hoặc bằng số biến có trong mơ hình. Tuy nhiên nghiên cứu của Liviatan gặp một hạn chế là vấn đề đa cộng tuyến giữa Xt và Xt-1 khi đưa vào hệ phương trình đồng thời có thể tương quan cao với nhau ( vì hầu hết các chuỗi thời gian kinh tế thường có độ tương quan cao giữa các giá trị nối tiếp nhau).
Bảng 4.5. Kết quả của phương trình hồi quy (1) bằng phương pháp GMM
Dependent Variable: DRER
Method: Generalized Method of Moments Date: 09/27/13 Time: 11:21
Sample (adjusted): 2000Q3 2012Q4
Included observations: 50 after adjustments Linear estimation with 1 weight update
Estimation weighting matrix: HAC (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000)
Standard errors & covariance computed using estimation weighting matrix Instrument specification: C DOPEN DRER1 DGEXP DFD FI DTOT OPEN(-1) OPEN(-2) TOT(-1) TOT(-2) FD(-1) FD(-2) FI(-1) FI(-2) GEXP(-1) GEXP(-2)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.034995 0.013531 -2.586271 0.0132 DRER1 -0.206532 0.077458 -2.666369 0.0108 DOPEN 0.094790 0.020017 4.735376 0.0000 DGEXP -0.040034 0.012082 -3.313579 0.0019 DFD 0.006317 0.014143 0.446678 0.6573 FI -0.009084 0.004245 -2.139960 0.0381 DTOT -0.967762 0.423910 -2.282941 0.0274
R-squared 0.397762 Mean dependent var -0.005334
Adjusted R-
squared 0.313729 S.D. dependent var 0.031591
S.E. of regression 0.026170 Sum squared resid 0.029450 Durbin-Watson
stat 1.791421 J-statistic 9.082478
Instrument rank 17 Prob(J-statistic) 0.524294
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng bằng phương pháp GMM cho các phương trình Biến (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) Biến (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) C -0.034995 (-2.586271)* [0.0132] -0.006636 (-1.835069)** [0.0728] -0.005544 (-1.550616) [0.1278] -0.004974 (-1.498390) [0.1409] -0.038063 (-2.108745)* [0.0404] -0.005297 (-1.587852) [0.1192] -0.005454 (-1.550819) [0.1280] -0.037855 (-2.532006)* [0.0149] DOPEN 0.094790 (4.735376)* [0.0000] 0.070185 (3.791969)* [0.0004] 0.062903 (3.937864)* [0.0003] 0.109511 (4.405398)* [0.0001] 0.063542 (4.091839)* [0.0002] 0.100435 (3.480738)* [0.0011] 0.092155 (4.368429)* [0.0001] 0.090366 (3.078645)* [0.0035] DTOT -0.967762 (-2.282941)* [0.0274] -0.964370 (-1.615971) [0.1129] -0.971019 (-1.842303)** [0.0720]
DGEXP -0.040034 (-3.313579)* [0.0019] -0.045615 (-2.970602)* [0.0047] -0.042866 (-3.564965)* [0.0009] FI -0.009084 (-2.139960)* [0.0381] -0.009417 (-1.680015)** [0.0997] -0.010043 (-2.187075)* [0.0340] DFD 0.006317 (0.6573) [0.6573] 0.038778 (1.871579)** [0.0676] 0.027008 (1.328720) [0.1906] DRER(1) -0.206532 (-2.666369)* [0.0108] -0.315341 (-1.677450)** [0.1001] -0.307946 (-1.988979)* [0.0527] 0.135636 (-1.010448) [0.3176] -0.195687 (-1.274447) [0.2089] -0.241449 (-1.655760) [0.1046] -0.208697 (-2.014659)* [0.0499] -0.185083 (-1.528784) [0.1333]
R2 0.397762 0.117584 0.225901 0.268964 0.213244 0.140879 0.342561 0.234447 Adjusted R2 0.313729 0.080035 0.175416 0.221288 0.161934 0.084849 0.284122 0.166398 DW Statistics 1.791421 1.447520 1.654659 1.614158 1.765355 1.435856 1.694981 1.693032 Prob(J- statistic) 0.524294 0.095120 0.144259 0.146018 0.317199 0.168721 0.274464 0.291767
Nguồn tính tốn của tác giả Chú ý: Giá trị trong dấu ngoặc đơn ngay dưới hệ số hồi quy là giá trị thống kê t. Giá trị trong dấu ngoặc vuông [ ] là giá trị p-value tương ứng. Thống kê t có ý nghĩa ở mức 5% và 10% được thể hiện lần lượt bằng * và ** . D tượng trưng cho sai phân bậc 1 của các biến. (1) biểu thị cho độ trễ của biến.
Kết quả về tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đối thực được trình bày ở bảng 4.6. Các cột trong bảng là kết quả của các phương trình hồi quy thực hiện theo phương pháp GMM và độ trễ của các biến độc lập tương ứng trong từng mơ hình làm biến cơng cụ. Cột (1) của bảng 4.6 là kết quả hồi quy của phương trình hồi quy ban đầu theo phương pháp GMM, trong đó tỷ giá hối đối thực là biến phụ thuộc, các biến độc lập: mở cửa thương mại, tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngoài, nợ nước ngoài và độ trễ của biến tỷ giá hối đoái thực. Cột (2) thể hiện kết quả hồi quy chỉ đơn giản bao gồm mở cửa thương mại và độ trễ của biến phụ thuộc làm biến độc lập. Cột (3) là kết quả hồi quy của phương trình hồi quy bao gồm: độ mở cửa thương mại, tỷ lệ mậu dịch và độ trễ của biến phụ thuộc làm biến độc lập. Tiếp theo các cột (4), (5) (6) lần lượt là kết quả hồi quy của phương trình bao gồm mở cửa thương mại, độ trễ của tỷ giá hối đoái thực và lần lượt với các biến chi tiêu của chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngồi, nợ nước ngồi. Cịn các cột (7), (8) xem xét tác động của lần lượt các cặp biến (tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ), (đầu tư trực tiếp nước ngoài, nợ nước ngoài) tác động lên tỷ giá hối đoái thực bên cạnh mở cửa thương mại và độ trễ của biến tỷ giá hối đoái thực. Với mục đích nghiên cứu tính bền vững của kết quả thu được, bài nghiên cứu đã tiến hành những thay đổi trong các biến độc lập của mơ hình gốc như đã trình bày ở trên.
Với kết quả trình bày ở cột (1), giá trị thống kê t của hệ số hồi quy độ mở cửa thương mại (4.735376 lớn hơn giá trị t0.025 là 2.012896) cho thấy tồn tại một mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa giữa mở cửa thương mại và tỷ giá hối đoái thực ở Việt Nam. Còn các biến còn lại: tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động ngược chiều lên tỷ giá hối đoái thực. Cuối cùng tác động của nợ nước ngoài lên tỷ giá hối đối thực
khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. R2
và R2 hiệu chỉnh lần lượt là 0.397762 và 0.313729. Điều này cho thấy các biến độc lập: mở cửa thương mại, tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngoài và nợ nước ngồi giải thích khoảng 39,8% sự biến động của tỷ giá hối đối thực. Cịn lại 60,2% là phần biến động của tỷ giá hối đoái thực chưa được giải thích gây ra bởi sai số hoặc các biến vĩ mơ khác có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực chưa được đưa vào mơ hình. Ngồi ra, giá trị Dubin – Watson (DW) là hợp lý và gần với giá trị 2 tức là mơ hình khơng có tự tương quan. Để kiểm định mức độ phù hợp của các biến công cụ trong mơ hình thì bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Sargan (Sargan Test) mà trong bảng kết quả cũng đã đưa ra, giá trị p-value tương ứng với thống kê J tuân theo phân phối Chi bình phương là 52,4% lớn hơn rất nhiều ngay cả ở mức ý nghĩa 10%. Do đó khơng thể bác bỏ giả thuyết H0 – biến cơng cụ là phù hợp và mơ hình là phù hợp. Điều này chứng tỏ các biến cơng cụ đưa vào mơ hình hồi quy là phù hợp.
Trong cột (2) thì mơ hình hồi quy chỉ cịn hai biến độc lập là độ mở cửa thương mại và độ trễ của biến phụ thuộc, với thống kê t (3.937864) cũng cho thấy độ mở cửa thương mại có sự tác động cùng chiều đến tỷ giá hối đoái thực. Tuy nhiên trong kết quả hồi quy trình bày ở cột (2) thì R2 khá thấp (khoảng 12%). Điều này cho thấy nếu chỉ xét riêng tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đối thực thì mở cửa thương mại khơng thể giải thích được sự biến động của tỷ giá hối đoái thực nhiều mà cần phải đưa vào mơ hình hồi quy nhiều biến kinh tế vĩ mơ khác có tác động đến tỷ giá hối đối thực.
Tương tự đối với hệ số ước lượng mở cửa thương mại ở các cột cịn lại đều có ý nghĩa thống kê đưa đến kết luận tương tự về tác động cùng chiều của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đoái thực. Thêm vào đó, Giá trị Dubin –
Watson (DW) ở các cột đều là hợp lý và gần với giá trị 2 tức là mơ hình khơng có tự tương quan. Vì vậy, ước lượng tác động của độ mở cửa thương mại đến tỷ giá hối đoái thực là bền vững.
Kết quả của nghiên cứu là phù hợp với quan điểm cho rằng mở cửa thương mại làm suy yếu giá trị thực của đồng nội tệ ở các nước đang phát triển. Đó cũng chính là kết quả thu được từ một số bài nghiên cứu của các tác giả Edwards, 1993; Elbadawi, 1994; Connolly và Devereux, 1995; Hau, 2002… Đối với trường hợp của Việt Nam, đất nước có chính sách mở cửa thương mại ngày càng sâu rộng đặc biệt từ sau năm 1986 và đánh dấu bằng sự kiện Việt Nam trở thành thành viên chính thức của WTO ngày 7 tháng 11 năm 2006, thì Việt Nam đã và đang trong thời gian tiến hành lộ trình cắt giảm thuế quan theo các cam kết quốc tế. Điều này sẽ dẫn đến việc giảm giá hàng nước ngoài nhập khẩu vào trong nước tạo ra hai hiệu ứng – hiệu ứng thay thế và hiệu ứng thu nhập. Dưới tác động làm tăng cầu về nhập khẩu, dẫn đến giá hàng hóa nước ngoài tăng làm ảnh hưởng xấu đến cán cân thương mại. Kết quả làm cho tỷ giá hối đoái thực giảm. Đối với hiệu ứng thu nhập, nếu thu nhập tăng lên được chi nhiều hơn cho hàng hóa nước ngồi thì tỷ giá thực đang được đánh giá cao.Tuy nhiên, mở cửa thương mại ngày càng sâu rộng sẽ làm ảnh hưởng không nhỏ đến nền kinh tế trong nước đặc biệt là trong lĩnh vực tài chính. Kết quả này cho thấy mở cửa thương mại trở thành rào cản cho các cơ quan chính sách trong việc bình ổn giá trị thực của đồng nội tệ.
Tỷ giá hối đoái thực chịu tác động ngược chiều của tỷ lệ mậu dịch cho thấy hiệu ứng thu nhập của biến này lấn át hiệu ứng thay thế. Một sự tăng lên trong tỷ lệ mậu dịch sẽ cải thiện tài khoản vãng lai và tăng thu nhập, chi tiêu trong nước. Để duy trì cân bằng bên trong và bên ngồi, giá hàng hóa nội địa phải tăng lên hoặc tỷ giá danh nghĩa tăng.
Hệ số ước lượng của biến chi tiêu chính phủ cho thấy một mối tương quan ngược chiều có ý nghĩa thống kê giữa chi tiêu chính phủ và tỷ giá hối đoái thực. Kết quả thu được đã đi ngược lại với những nghiên cứu trước đây. Nghiên cứu của Zakaria M., Ghauri B.A., (2011) cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ giá hối đoái thực và chi tiêu của chính phủ. Đối với Việt Nam, cho thấy chi tiêu của Chính phủ tập trung vào những hàng hóa phi mậu dịch, chi tiêu của phủ tăng áp lực cầu nội địa, gia tăng giá tương đối của hàng hóa phi ngoại thương làm cho tỷ giá hối đối thực giảm.
Nợ nước ngoài tác động cùng chiều với tỷ giá hối đối thực. Nó chỉ ra rằng ở Việt Nam nợ nước ngoài được sử dụng hầu hết cho tiêu dùng hàng hóa phi thương mại làm tăng tỷ giá hối đoái thực và cải thiện cán cân thương mại. Tuy nhiên kết quả này khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Đầu tư trực tiếp nước ngoài làm giảm giá đồng nội tệ. Tuy nhiên với thống kê t của hệ số ước lượng của biến đầu tư trực tiếp nước ngồi thì kết quả này chỉ có ý nghĩa ở 5%, 10%, khơng có ý nghĩa ở 1%.
Chƣơng 5: KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu đã tiến hành nghiên cứu thực nghiệm về tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đoái thực ở Việt Nam bằng việc sử dụng dữ liệu quý cho giai đoạn từ quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2012. Bài nghiên cứu đã sử dụng kỹ thuật ước lượng Generalized Method of Moments (GMM) của để ước lượng phương trình tỷ giá hối đối thực. Kết quả cho thấy mở cửa thương mại đã có một tác động cùng chiều có ý nghĩa thống kê lên tỷ giá hối đối thực ở Việt Nam, điều này có nghĩa là mở cửa thương mại ngày càng sâu rộng sẽ làm giảm giá VND. Kết quả thu được là bền vững khi thay đổi các thông số khác nhau trong mơ hình. Kết quả cũng cho thấy tỷ giá hối đoái thực