CHƯƠNG 6 : KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM
6.4. Mơ hình SVAR và mối tương quan tức thời giữa các biến – hiệu lực của mơ
của mơ hình MAER trong ngắn hạn:
Để ước tính mối tương quan tức thời giữa các biến số trong phương trình (2.17), tác giả sử dụng các hạn chế được đề xuất bởi MAER và bao gồm trong ma trận A và B của phương trình (4.4) để cĩ được “structuralisation” theo phương trình (4.10).
Kết quả ước tính mối tương quan tức thời đại diện cho phiên bản ngắn hạn của mơ hình tiền tệ đạt được như sau:
P – value (0.0003) (0.4112) (0.7666)
Bảng 6.6: Kết quả mơ hình SVAR
Structural VAR Estimates Date: 10/06/14 Time: 19:09 Sample (adjusted): 5 58
Included observations: 54 after adjustments
Estimation method: method of scoring (analytic derivatives) Convergence achieved after 18 iterations
Structural VAR is over-identified (3 degrees of freedom)
Model: Ae = Bu where E[uu']=I
Restriction Type: short-run pattern matrix A = 1 C(1) C(2) C(3) 0 1 0 0 0 0 1 0 0 0 0 1 B = C(4) 0 0 0 0 C(5) 0 0 0 0 C(6) 0 0 0 0 C(7)
Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.
C(1) 0.245124 0.068095 3.599722 0.0003 C(2) -0.036794 0.044769 -0.821869 0.4112 C(3) -0.002240 0.007548 -0.296821 0.7666 C(4) 0.005640 0.000543 10.39230 0.0000 C(5) 0.011271 0.001085 10.39230 0.0000 C(6) 0.017144 0.001650 10.39230 0.0000 C(7) 0.101685 0.009785 10.39230 0.0000 Log likelihood 558.3417 LR test for over-identification:
Chi-square(3) 11.57886 Probability 0.0090
Estimated A matrix:
0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 Estimated B matrix: 0.005640 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.011271 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.017144 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.101685
Với kết quả cho thấy, trong ngắn hạn, hệ số a12 > 0, a13 < 0 là đáp ứng theo kỳ vọng về dấu cịn hệ số a14 < 0 khơng đúng theo kỳ vọng, trong đĩ chỉ cĩ hệ số a12 là cĩ ý nghĩa thống kê, do đĩ cĩ thể kết luận rằng mơ hình MAER khơng được duy trì trong ngắn hạn ở Việt Nam.
Sau khi đã ước lượng mơ hình bằng SVAR, tác giả tiến hành kiểm định sự phù hợp của mơ hình bằng cách kiểm định tính dừng của phần dư mơ hình. Theo kết quả cho thấy phần dư thu được từ hàm hồi quy cĩ tính dừng vì ở tất cả các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%, chứng tỏ rằng mơ hình SVAR vừa kiểm định là cĩ ý nghĩa.
Bảng 6.7: Kết quả kiểm định phần dư mơ hình SVAR
Null Hypothesis: RESID05 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.160177 0.0000
Test critical values: 1% level -3.560019
5% level -2.917650
10% level -2.596689
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESID05)
Method: Least Squares Date: 12/29/14 Time: 20:37 Sample (adjusted): 6 58
Included observations: 53 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
RESID05(-1) -0.998004 0.139383 -7.160177 0.0000
C -9.08E-05 0.000744 -0.122125 0.9033
R-squared 0.501311 Mean dependent var -3.24E-05
Adjusted R-squared 0.491533 S.D. dependent var 0.007592 S.E. of regression 0.005414 Akaike info criterion -7.562733 Sum squared resid 0.001495 Schwarz criterion -7.488383 Log likelihood 202.4124 Hannan-Quinn criter. -7.534142
F-statistic 51.26814 Durbin-Watson stat 1.962290
Prob(F-statistic) 0.000000
Mơ hình tiền tệ khơng được duy trì trong ngắn hạn ở Việt Nam cĩ thể là do một số nguyên nhân sau:
+ Chính sách tỷ giá của Việt Nam: Việt Nam đã cĩ nhiều điều chỉnh trong cơ chế tỷ giá kể từ khi đất nước chấm dứt cơ chế tập trung quan liêu bao cấp năm 1989. Tuy nhiên, xét về bản chất các thay đổi này đều xoay quanh chế độ neo tỷ giá. Ở Việt Nam, đồng USD gần như được mặc định là đồng tiền neo tỷ giá. NHNN cơng bố tỷ giá VND/USD. Căn cứ vào tỷ giá quốc tế giữa USD và các đồng tiền ngoại tệ khác, các NHTM sẽ xác lập tỷ giá giữa các ngoại tệ đĩ với VND trong biên độ giao dịch tỷ giá do NHNN cơng bố. Do dĩ, trong ngắn hạn (tháng hoặc quý) thì tỷ giá hối đối vẫn được NHNN kiểm sốt theo mục tiêu điều hành chính sách, khơng thể phản ứng kịp thời với những thay đổi trong chênh lệch cung
tiền, chênh lệch sản lượng hoặc chênh lệch lãi suất giữa Việt Nam và Mỹ.
+ Bên cạnh các yếu tố cơ bản của tỷ giá hối đối được đưa vào mơ hình thì vẫn cịn rất nhiều yếu tố khác cĩ thể ảnh hưởng đến sự biến động của tỷ giá hối đối nhưng chưa được xem xét trong mơ hình.
+ Độ dài của dữ liệu được sử dụng trong bài nghiên cứu: đây là hạn chế khách quan của bài nghiên cứu. Các thơng tin ở Việt Nam chưa được cập nhật, cơng bố một cách rộng rãi và đầy đủ nên độ dài của chuỗi dữ liệu nghiên cứu vẫn cịn ngắn, chỉ bao gồm 58 quan sát theo quý nên kết quả đạt được cĩ thể chưa phản ánh hết mối liên hệ thực tế giữa các biến được đưa vào mơ hình.
Kết quả này chỉ khẳng định được một phần của giả định ưu tiên về các kết nối ngắn hạn giữa các yếu tố cơ bản và tỷ giá: tác động của các cú sốc tiền lên tỷ giá hối đối danh nghĩa là tích cực. Hệ số phản ánh tác động của chênh lệch cung tiền đến tỷ giá hối đối danh nghĩa là 0,2451, nghĩa là nếu chênh lệch cung tiền tăng (giảm) 1% thì tỷ giá hối đối danh nghĩa tăng (giảm) 0,245% nếu chênh lệch sản lượng và lãi suất khơng thay đổi. Cĩ thể dễ dàng nhận thấy sự tác động gần như ngay lập tức của các cú sốc cung tiền lên tỷ giá hối đối danh nghĩa. Giai đoạn 2007 – 2009 đã chứng kiến những biến động mạnh của tỷ giá VND/USD do sự gia tăng ồ ạt của luồng tiền vốn đầu tư gián tiếp vào Việt Nam làm nguồn cung USD tăng mạnh. Trên thực tế vào nửa đầu năm 2007 và từ tháng 10/2007 đến tháng 3/2008, do lượng vốn đầu tư ngắn hạn đổ vào Việt Nam tăng cao làm cho thị trường ngoại hối Việt Nam đã cĩ dư cung về USD khiến cho tỷ giá của các ngân hàng đều giảm xuống sàn biên độ, VND đã lên giá trong giai đoạn này.