CHƯƠNG 3 : DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Dữ liệu
3.1.2. Xu hướng trong tỷ giá hối đoái thực và thu nhập quốc dân bình
Nhóm nước có thu nhập cao
Qua hình 3.1 ta thấy thu nhập bình quân của các nước Hàn Quốc, Singapore, Oman, Nga biến động mạnh trong giai đoạn 2007-2009, năm 2008 và 2009 xuất hiện xu thế thu nhập bình qn của nhóm nước này giảm so với các năm trước, từ năm 2010 chỉ số này trở lại xu hướng tăng. Tỷ giá hối đối thực của nhóm nước cũng xuất hiện những biến động trong giai đoạn 2007-2009. Cụ thể: tỷ giá hối đoái thực của Nhật Bản tăng liên tục từ năm 2005 đến năm 2007, sau năm này tỷ giá giảm xuống và giữ nguyên xu thế giảm cho đến năm 2011; tỷ giá hối đoái thực của Hàn Quốc tăng đến giá trị cao nhất năm 2009 và sau đó cũng xuất hiện xu thế giảm trong các năm tiếp theo; tỷ giá ở Singapore và Nga cũng có sự điều chỉnh mạnh lần lượt vào các năm 2008 và 2009. Trong nhóm nước này, tỷ giá của Singapore bị giảm sâu nhất trong giai đoạn nghiên cứu cho thấy một sự định giá ngày càng cao giá trị đồng nội tệ của nước này.
Nhóm nước có thu nhập trung bình cao
Hình 3.2 cho thấy thu nhập bình qn của các nước thuộc nhóm này có chung một xu thế bị giảm sâu trong năm 2009 và sau đó được hồi phục dần. Tỷ giá hối đoái thực của các nước trong nhóm này (ngoại trừ Trung Quốc) cũng xuất hiện những biến động mạnh, tỷ giá này được điều chỉnh tăng so với năm 2008 và sau đó giảm dần trong các năm tiếp theo. Tỷ giá hối đoái thực của Trung Quốc thể hiện sự mức giảm mạnh hơn vào năm 2008 và có duy nhất xu hướng giảm trong giai đoạn nghiên cứu.
25
Hình 3.1: Các xu hướng thu nhập quốc dân bình qn và tỷ giá hối đối thực của nhóm nước có thu nhập cao
GNI bình quân đầu người
0 10,000 20,000 30,000 40,000 50,000 60,000 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
JAPAN KOREA OMAN
SINGAPORE RUSSIAN
Logarit của tỷ giá hối đoái thực
-2 0 2 4 6 8 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
JAPAN KOREA OMAN
26
Hình 3.2: Các xu hướng thu nhập quốc dân bình qn và tỷ giá hối đối thực của nhóm nước có thu nhập trung bình cao
GNI bình quân đầu người
0 2,000 4,000 6,000 8,000 10,000 12,000 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 CHINA MALAYSIA THAILAND TURKEY
Logarit của tỷ giá hối đoái thực
0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 CHINA MALAYSIA THAILAND TURKEY
27
Hình 3.3: Các xu hướng thu nhập quốc dân bình qn và tỷ giá hối đối thực của nhóm nước có thu nhập trung bình thấp
GNI bình qn đầu người
500 1,000 1,500 2,000 2,500 3,000 3,500 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 INDIA INDONESIA PAKISTAN VIETNAM
Logarit của tỷ giá hối đoái thực
3 4 5 6 7 8 9 10 11 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 INDIA INDONESIA PAKISTAN VIETNAM
28
Nhóm nước có thu nhập trung bình thấp
Hình 3.3 cho thấy thu nhập bình qn của các nước thuộc nhóm này biến động mạnh vào giai đoạn 2007-2009. Ấn Độ và Pakistan đã chứng kiến sự giảm nhẹ của thu nhập bình qn vào năm 2008, 2009. Các nước cịn lại thu nhập bình quân đều tăng qua các năm nhưng mức độ tăng không đồng đều trong giai đoạn nghiên cứu, thu nhập bình quân đầu người của Indonesia có mức tăng vượt trội từ 2.192 USD/ người năm 2009 tăng lên 3.367 USD/ người năm 2013. Tỷ giá hối đoái thực cũng biến động mạnh trong cùng giai đoạn 2007-2009. Tỷ giá hối đoái thực của Ấn Độ giảm xuống vào năm 2007 sau 2 năm ổn định và sau đó cũng xuất hiện những biến động nhẹ; Indonesia và Pakistan chứng kiến sự biến động mạnh trong tỷ giá hối đoái thực năm 2010. Ở Việt Nam, năm 2008 tỷ giá hối đoái thực điều chỉnh giảm mạnh nhất cùng với thời gian này chứng kiến sự gia tăng mạnh trong thu nhập bình quân.
3.1.3. Mối quan hệ cơ bản giữa tỷ giá hối đối thực và các dịng vốn
Hệ số tương quan giữa tỷ giá hối đoái thực và các dòng tiền về cơ bản thể hiện mối tương quan dương, tỷ giá hối đoái thực tăng đồng nghĩa với việc đồng tiền trong nước mất giá giúp thúc đẩy hoạt động thương mại và thu hút vốn đầu tư quốc tế. Mối tương quan này phù hợp với những lý thuyết đã nêu về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và hoạt động thương mại và đầu tư quốc tế. Tuy nhiên nhận định trên chưa được kiểm chứng thực sự do chỉ một số ít hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê.
29
Bảng 3.3: Hệ số tương quan của tỷ giá hối đối thực với các dịng tiền
STT Nhóm nước
Hệ số tương quan của tỷ giá hối đoái thực với:
TRAF FDIF FPIF
Thu nhập cao
1 Japan Hệ số tương quan 0.35 0.05 0.28
P-value 0.36 0.90 0.47
2 Korea, Rep. Hệ số tương quan 0.12 -0.31 0.91
P-value 0.75 0.42 0.00
3 Oman Hệ số tương quan -0.06 0.79 0.31
P-value 0.87 0.01 0.41
4 Singapore Hệ số tương quan 0.63 -0.49 0.11
P-value 0.07 0.18 0.77
5 Russian Federation Hệ số tương quan 0.85 0.19 0.11
P-value 0.00 0.62 0.77
Thu nhập trung
bình cao
6 China Hệ số tương quan 0.78 0.75 -0.63
P-value 0.01 0.02 0.07
7 Malaysia Hệ số tương quan 0.75 0.38 -0.31
P-value 0.02 0.32 0.42
8 Thailand Hệ số tương quan -0.13 0.84 0.01
P-value 0.74 0.00 0.98
9 Turkey Hệ số tương quan 0.19 0.32 0.29
P-value 0.63 0.40 0.45
Thu nhập trung
bình thấp
10 India Hệ số tương quan 0.67 -0.18 0.04
P-value 0.05 0.64 0.91
11 Indonesia Hệ số tương quan 0.43 -0.24 0.19
P-value 0.25 0.53 0.63
12 Pakistan Hệ số tương quan -0.54 0.73 0.48
P-value 0.14 0.03 0.19
13 Vietnam Hệ số tương quan -0.48 -0.07 0.46
30
3.2. Phương pháp nghiên cứu
3.2.1. Phân tích nghiệm đơn vị bảng
Khi ta ước lượng một mơ hình với chuỗi thời gian mà chuỗi thời gian này khơng dừng thì vấn đề tương quan giả tạo sẽ có thể xuất hiện. Nếu mơ hình có ít nhất một biến độc lập không dừng, biến này thể hiện một xu thế tăng (hoặc giảm) và biến phụ thuộc cũng có xu hướng như vậy thì khi ước lượng mơ hình có thể ta sẽ thu được các hệ số thống kê và R2 cao nhưng điều này có thể là giả mạo. R2 cao có thể do hai biến này có cùng xu thế. Như vậy trước khi phân tích hồi quy với chuỗi thời gian việc kiểm tra xem các biến trong mơ hình có thể hiện tính dừng hay khơng là một đòi hỏi cấp thiết.
Hạn chế chính của các nghiên cứu chuỗi thời gian đối với các nước riêng biệt đó là khả năng kiểm định nghiệm đơn vị bị hạn chế trong các mẫu hữu hạn. Yếu điểm trong khả năng kiểm định thống kê thường là vấn đề kinh tế học đáng quan tâm nếu chiều dài của dữ liệu rất ngắn như là trường hợp trong nghiên cứu hiện tại nơi mà độ dài giai đoạn kiểm định chi khoảng 9 năm với dữ liệu năm. Để giảm thiểu thiếu sót này, nghiên cứu này sử dụng chuỗi các kiểm định mới đang được phát triển một cách nhanh chóng dựa trên dữ liệu bảng tận dụng những ưu điểm từ việc sử dụng tổng hợp dữ liệu chéo và dữ liệu chuỗi thời gian. Một ưu thế khác của dữ liệu bảng thay cho dữ liệu chuỗi thời gian là các thống kê kiểm định thường được phân bổ cho các quy mô mẫu giới hạn thường gặp trong kinh tế học. Kiểm định nghiệm đơn vị (panel unit root tests) được đề suất bởi nhiều nhà nghiên cứu, đặc biệt là bởi Im et al (1997, 2003) và Maddala and Wu (1999).
Im, Pesaran and Shin (1997,2003) đề suất một kiểm định dựa vào quá trình thu thập dữ liệu dưới đây:
31
Trong đó αi = (1- ϕi)ui, βi = (1- ϕi) và ∆ là sai phân của yit , giả thiết của kiểm định nghiệm đơn vị là H0: βi = 0 với mọi i = 1, 2,… N giả thuyết bác bỏ H1: βi < 0 với i = 1, 2,… N1 và H1: βi = 0 với i = N1+1, N1+2,… N do đó giải thuyết bác bỏ cho phép βi khác với các yếu tố chéo. Thống kê kiểm định được xây dựng thành 2 giai đoạn. Đầu tiên các thống kê t-statistics Augmented Dickey Fuller (ADF) được lấy giá trị trung bình cho mỗi nước. Tiếp đó chỉ số t-bar statistic chuẩn hóa được tính tốn như sau:
(2)
Trong đó ty = (1/N)ƩNi=1 tyi , N là số lượng đơn vị chéo trong bảng dữ liệu, kt và vt là giá trị trung bình và phương sai ước tính của mỗi tyt. Im et al (1997) lập các giá trị quan trọng chính xác của kt và vt cho mỗi kết hợp khác nhau của N và T. Một trở ngại trong kiểm định t-bar là nó khơng thể áp dụng khi có sự hiện diện của sự phụ thuộc chéo. Tuy nhiên, Im et al (2003) đề suất phương pháp khắc phục trở ngại này đó là: dữ liệu có thể được điều chỉnh bằng cách hạ thấp tiêu chuẩn. Họ mô phỏng thống kê t-bar hội tụ tới phân phối chuẩn trong giới hạn nào đó và có các đặc tính mẫu hữu hạn tốt.
Maddala and Wu (1999) chỉ trích kết quả của Im et al (1997) và các kiểm định tương tự dựa trên các căn cứ sau: Đầu tiên, các kiểm định dựa trên giả định ngầm là dữ liệu bảng là cân do đó giá trị kỳ vọng và phương sai của thống kê t-statistic là tương tự nhau đối với các đơn vị riêng trong bảng. Thứ hai, các kiểm định hạn chế một cách ngầm định ứng dụng thực tế của chúng đối với độ trễ thời gian tương tự nhau cho tất cả các thành phần bảng. Trong thực tế, độ trễ khác nhau có thể được đòi hỏi cho các đơn vị chéo khác nhau trong bảng. Thứ ba, giá trị tiệm cận của các kiểm định phụ thuộc vào số lượng các đơn vị trong bảng (N). Mặc dù điều này có thể không gây hại một cách nghiêm trọng tới sự phù hợp của kiểm định cho các mẫu có giới hạn, họ lập luận rằng một kiểm định mà giá trị
32
của nó khơng phụ thuộc vào N (N tiến tới vơ cùng) có thể là một lựa chọn tốt hơn.
Maddala and Wu (1999) đề suất rằng kiểm định Fisher là một cách để giảm thiểu những thất bại. Không như kiểm định Im et al (2003) bao gồm dữ liệu thống kê bảng có được bằng cách tổ hợp các thống kê kiểm định từ các đơn vị chéo quan trọng, kiểm định Fisher kết hợp các mức ý nghĩa (p-values) từ thống kê ADF (ADF statistics). Kiểm định Fisher là phi tham số và có phân phối chi bình phương với hệ hố tự do 2N. Sử dụng các thuộc tính thêm vào của biến chi bình phương, Maddala and Wu (1999) lấy được số liệu thống kê kiểm định như sau:
λ = -2 I (3)
Trong đó πi là p-value của thống kê kiểm định cho mỗi đơn vị chéo i. Thông qua nghiên cứu mô phỏng, Maddala and Wu (1999) cho thấy kiểm định trên cho kết quả tốt hơn của Im et al (2003).
3.2.2. Phân tích đồng liên kết
Nếu sự tích hợp bậc 13 tồn tại trong các biến thì điều quan trọng là kiểm tra quan hệ đồng liên kết giữa các biến đó. Chẳng hạn một mối quan hệ được coi là đồng liên kết về mặt lý thuyết thì sự hiện diện của đồng liên kết chỉ ra rằng có sự tồn tại của mối quan hệ dài hạn giữa hai biến, hồi quy hai biến đó là có ý nghĩa và chúng ta không mất bất kỳ thông tin dài hạn nào mà những thơng tin này có thể bị mất đi nếu ta hồi quy sử dụng các sai phân bậc 1 của chúng.
3 Nếu sai phân bậc 1 của một chuỗi có tính dừng thì chuỗi ban đầu gọi là tích hợp bậc 1, ký hiệu là I(1).
33
Tôi sử dụng kiểm định đồng liên kết bảng được phát triển bởi Johansen (1988, 1995) và Pedroni (1999). Phương pháp ước tính maximum likelihood của Johansen sử dụng phương pháp hồi quy giảm hạng dựa trên việc ước tính mơ hình tự hồi quy véc tơ độ trễ p đối với k biến cho mỗi dữ liệu chéo i trong bảng
yit = πi1 yi1,t - 1 + πi2 yi2,t -2 + ….+ πip yip,t - p + εit (4)
Trong đó εit ~ IN(0, Ʃεi) 4 và Ʃεi là ma trận phương sai và hiệp phương sai k chiều. Mức độ của chuỗi thời gian yit có thể là khơng dừng, phương trình (4) được chuyển thành một mơ hình sửa lỗi vec tơ năng động VECM với phương trình:
∆yit = πi yi,t – 1+ Γi1 ∆yi,t – 1 + Γi2 ∆yi,t – 2 + …. + Γi,p-1 ∆yi,t – (p – 1) + εit (5)
Trong đó πi = - ( 1 – πi1 - πi2 - … πip) và Γij = ij Bây giờ giả định rằng yit gồm một vài bộ phận chuỗi thời gian không dừng I(1); để đạt được giới hạn sai số dừng εit thì πi yi,t – 1 phải có tính dừng. Điều này u cầu πi yi,t – 1 phải
bao gồm r < k mối quan hệ đồng liên kết. Nếu phương pháp VAR(p) trong phương trình (5) có nghiệm đơn vị, thì ma trận πi có hạng giảm cho bởi công
thức rank(πi) = r < k . Theo đó Johansen (1995) chỉ ra rằng việc kiểm định cho tính đồng liên kết của hệ thống là tương tự cho việc kiểm tra hạng của ma trận πi. Các ước tính của πi và giá trị của nó được thu được. Số lượng các véc tơ đồng liên kết riêng biệt lấy được bằng cách kiểm định mức ý nghĩa của các giá trị kết quả sử dụng hai thống kê tỷ số likelihood là thống kê Trace statistic và maximum eigenvalue statistic.
Kiểm định đồng liên kết bảng của Pedroni có thể chia làm 2 kiểm định: kiểm định thứ nhất kiểm tra mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến khi
4 εit có phân phối chuẩn và độc lập, có giá trị trung bình là 0 và ma trận phương sai và hiệp phương sai đặc biệt
34
khơng có sự gián đoạn mang tính cấu trúc và một kiểm tra trong điều kiện có sự gián đoạn mang tính cấu trúc. Cách làm thứ nhất dựa vào cách tiếp cận một chiều và gồm 4 thống kê: thống kê bảng v, thống kê bảng rho, thống kê bảng pp (phi tham số) và thống kê ADF (tham số). Các thống kê này hợp nhất các hệ số tự hồi quy theo các thành phần khác nhau cho kiểm định nghiệm đơn vị về các sai số ước tính. Kiểm định thứ hai dựa trên cách tiếp cận hai chiều và gồm 3 thống kê: thống kê nhóm rho, thống kê nhóm pp (phi tham số) va thống kê nhóm ADF (tham số). Các kiểm định này cho phép tính khơng đồng nhất giữa các đơn vị chéo riêng trong bảng, bao gồm cả sự không đồng nhất trong cả các véc tơ đồng liên kết và trong sự năng động. Cả 7 kiểm định, Pedroni (1999) định nghĩa về mặt toán học là tiệm cận phân phối chuẩn. Thống kê bảng v là kiểm định một bên, trong đó các giá trị dương lớn loại bỏ giả thuyết không đồng liên kết. Các thống kê cịn lại tiến tới âm vơ cùng, điều này có nghĩa là các giá trị âm lớn loại bỏ giả thuyết không đồng liên kết H0. Các giá trị tới hạn mẫu hữu hạn và tiệm cận được phát triển thông qua mô phỏng Monte carlo được lập bảng trong nghiên cứu Pedroni (1999, 2004).
3.2.3. Phân tích quan hệ nhân quả bảng
Mục tiêu của việc phân tích quan hệ nhân quả giữa tỷ giá hối đối thực và dịng tiền từ hoạt động thương mại quốc tế, dòng vốn đầu tư quốc tế là để trả lời cho các câu hỏi nghiên cứu trong Chương 1: liệu tỷ giá hối đối thực có tác động tới cán cân thương mại quốc tế và dòng vốn đầu tư vào một nước và ngược lại hay không, mức độ tác động của chúng như thế nào.
Tôi xác định chiều hướng của quan hệ nhân quả giữa dòng tiền từ hoạt động thương mại quốc tế, dòng tiền từ hoạt động đầu tư quốc tế và tỷ giá hối
35
đoái thực sử dụng dữ liệu bảng, dựa trên quá trình tự hồi quy véc tơ (VAR) được