Bảng 4.16 : Kết quả phân tách phương sai trong sự thay đổi của TB
4. Kết quả nghiên cứu
4.4. Kiểm định mơ hình VECM
4.4.1. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình VECM
Như đã đề cập với mơ hình VECM trong nghiên cứu này. Ngồi quan tâm đến mối cân bằng dài hạn, tác giả cịn tìm hiểu khi xảy ra cú sốc thì quá trình điều chỉnh trở về trạng thái cân bằng ban đầu giữa các biến trong mơ hình nhanh hay chậm. Với cơ chế hiệu chỉnh sai số thì phần mất cân bằng trong một chu kỳ sẽ đuợc hiệu chỉnh vào chu kỳ tiếp theo. Tiến trình hiệu chỉnh sai số sẽ làm hài hòa giữa trạng thái động ngắn hạn với cân bằng dài hạn.
16 Xem chi tiết phụ lục 4B
Kết quả mơ hình VECM phần cân bằng dài hạn và hệ số hiệu chỉnh sai số đuợc tóm tắt trong Bảng 4.10 cho cả hai trường hợp khơng có xu hướng và có xu hướng.
Bảng 4.10: Kết quả mơ hình VECM– hệ số cân bằng dài hạn17
STT ln REER ln GDPI ln GDPF Trend (1) C ECMt-1
1 18.185* 12.775* -7.545* - -235.258 -0.01945
2 4.669* 7.618* -1.147 -0.0933*** -229.111 -0.1007
Ghi chú : * có ý nghĩa thống kê mức 1% *** có ý nghĩa thống kê mức 10%
Nguồn: tính tốn của tác giả dựa trên phần mềm Eview
Kết quả tổng hợp từ Bảng 4.10 cho thấy, trong dài hạn các biến ln REER và ln GDPI có dấu tương quan thuận và biến ln GDPF có dấu tương quan nghịch, hoàn toàn phù hợp với kỳ vọng nghiên cứu. Trong khi đó, trường hợp có xu hướng, biến ln GDPF khơng có ý nghĩa thống kê, điều này đồng nghĩa với việc trong dài hạn tổng thu nhập nước ngồi hồn tồn khơng tác động đến cán cân thương mại.
Theo hệ số đồng liên kết trong dài hạn, độ lớn truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào cán cân thương mại trong trường hợp không xu hướng và có xu hướng lần lượt là 18,185 và 4,669. Điều này đồng nghĩa, khi phá giá đồng nội tệ mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đối vào cán cân thương mại là hồn tồn trong dài hạn.
Hệ số điều chỉnh sai số ECMt-1 có giá trị tuyệt đối rất nhỏ và mang dấu âm. Hệ số này mang giá trị âm nhỏ hàm ý rằng khi để mất cân bằng thì quá trình điều chỉnh giảm để trở về cân bằng ngắn hạn là rất chậm. Nghĩa là chúng ta nên quan tâm đến việc giữ mối quan hệ cân bằng hơn việc để xảy ra cú sốc và thực hiện các biện pháp để đưa chúng trở về trạng thái ban đầu vì điều này mất rất nhiều thời gian18
.
Kết quả ước lượng mơ hình VECM trong trường hợp khơng xu hướng được trình bày ở Bảng 4.11. Những tham số khơng có ý nghĩa thống kê và trái với giá trị kỳ vọng sẽ được loại bỏ dần khỏi mơ hình. Kết quả ước lượng được trình bày ở Bảng 4.12 cho thấy rằng sự thay đổi của cán cân thương mại ở thời điểm hiện tại có tương quan nghịch với sự thay đổi của cán cân thương mại với độ trễ thời gian bằng 1 và 3. Nghĩa là khi cán cân thương mại tăng ở q hiện tại thì nó đã giảm ở trước đó 1 q và 3 quý và ngược lại. Cụ thể, nếu cán cân tương mại ở quý t-1, t-3 tăng 1% thì cán cân thương mại ở quý thứ t sẽ giảm tương ứng là 0,36% và 0,35% và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Ngồi ra, Bảng 4.12 cịn cho thấy cán cân thương mại có tương quan thuận với sự thay đổi của tỷ giá hối đoái với độ trễ thời gian bằng 3. Điều này có nghĩa là khi tỷ giá hối đoái tăng lên hay giảm đi ở quý hiện tại thì sau 3 quý cán cân thương mại mới được cải thiện hay thâm hụt. Một cách cụ thể, kết quả chỉ ra rằng khi REER tăng lên 1% ở thời điểm thời điểm 3 q trước đó thì ở thời điểm hiện tại cán cân thương mại sẽ tăng tương ứng xấp xỉ 1%. Thông qua kết quả ước lượng một lần nữa khẳng định rằng có sự tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại theo chiều tác động từ nhân tố tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại tại Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.
18 Trích: Trần Ngọc Thơ và cộng sự, Nghiên cứu sơ thảo về phá giá tiền tệ và một số khuyến nghị chính sách cho Việt Nam, Đại học Kinh tế TP.Hồ Chí Minh.
Bảng 4.11 : Kết quả mơ hình VECM trƣờng hợp khơng có xu hƣớng19
Biến phụ thuộc ∆ln TB
Biến độc lập Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Giá trị p
C 0.0269 0.0945 0.2844 0.7776 ECMt-1 -0.0194 0.0183 -1.0623 0.2948 Δln TBt -0.5022* 0.1351 -3.7165 0.0006 Δln TBt-1 -0.0679 0.1557 -0.4359 0.6653 Δln TBt-2 -0.3600** 0.1365 -2.6377 0.0120 Δln REERt -1.4746** 0.5583 -2.6409 0.0119 Δln REERt-1 -0.1626 0.5803 -0.2803 0.7808 Δln REERt-2 1.2187** 0.5610 2.1724 0.0361 Δln GDPIt -2.5401 2.4853 -1.0220 0.3132 Δln GDPIt-1 0.8675 2.1300 0.4073 0.6861 Δln GDPIt-2 1.2687 2.2465 0.5647 0.5756 Δln GDPFt -0.2350 0.2452 -0.9582 0.3440 Δln GDPFt-1 -0.3218 0.2340 -1.3751 0.1771 Δln GDPFt-2 -0.3187 0.2107 -1.5124 0.1387 R-squared 0.5846 Adjusted R-squared 0.4425 Durbin-Watson stat 2.0707 Prob(F-statistic) 0.0002
Ghi chú : * có ý nghĩa thống kê mức 1% ** có ý nghĩa thống kê mức 5%
Nguồn: tính toán của tác giả dựa trên phần mềm Eview
Bảng 4.12 : Kết quả mơ hình VECM trƣờng hợp khơng có xu hƣớng
dạng rút gọn20
Biến phụ thuộc ∆ln TB
Biến độc lập Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Giá trị p
C 0.002949 0.013600 0.216805 0.8293 ECMt-1 -0.014673 0.012838 -1.142968 0.2588 Δln TBt -0.360060* 0.120299 -2.993037 0.0044 Δln TBt-2 -0.346781* 0.122599 -2.828577 0.0069 Δln REERt-2 0.999220* 0.546887 1.827105 0.0740 R-squared 0.3864 Adjusted R-squared 0.3341 Durbin-Watson stat 2.0829 Prob(F-statistic) 0.0001
Ghi chú : * có ý nghĩa thống kê mức 1%
Nguồn: tính tốn của tác giả dựa trên phần mềm Eview
Mơ hình VECM cho thấy kết quả với R-squared ở mức 0,3864 thể hiện các biến cán cân thương mại ở độ trễ lần lượt là 1 và 3 quý và biến tỷ giá hối đoái ở độ trễ là 3 quý giải thích được 38,64% sự thay đổi của biến cán cân thương mại.
Thực hiện tương tự với mơ hình VECM trong trường hợp có xu hướng, kết quả ước lượng thể hiện ở Bảng 4.13 và kết quả ước lượng mơ hình VECM trong trường hợp có xu hướng sau khi rút gọn được thể hiện ở Bảng 4.14.
Bảng 4.13 : Kết quả mơ hình VECM trƣờng hợp có xu hƣớng21
Biến phụ thuộc ∆ln TB
Biến độc lập Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Giá trị p
C -0.019011 0.101635 -0.187055 0.8526 ECMt-1 -0.100658 0.065925 -1.526868 0.1351 Δln TBt -0.452541* 0.138963 -3.256557 0.0024 Δln TBt-1 -0.024243 0.158175 -0.153267 0.8790 Δln TBt-2 -0.325118** 0.137742 -2.360337 0.0235 Δln REERt -1.494636* 0.550281 -2.716131 0.0099 Δln REERt-1 -0.135428 0.567269 -0.238737 0.8126 Δln REERt-2 1.173277** 0.551809 2.126238 0.0400 Δln GDPIt -1.455072 2.639215 -0.551327 0.5846 Δln GDPIt-1 1.641653 2.189529 0.749774 0.4580 Δln GDPIt-2 2.087010 2.288565 0.911930 0.3676 Δln GDPFt -0.234152 0.225483 -1.038444 0.3056 Δln GDPFt-1 -0.305609 0.222867 -1.371260 0.1783 Δln GDPFt-2 -0.292305 0.207542 -1.408411 0.1671 R-squared 0.597016 Adjusted R-squared 0.459154 Durbin-Watson stat 2.072066 Prob(F-statistic) 0.000199
Ghi chú : * có ý nghĩa thống kê mức 1% ** có ý nghĩa thống kê mức 5%
Nguồn: tính tốn của tác giả dựa trên phần mềm Eview
Bảng 4.14 : Kết quả mơ hình VECM trƣờng hợp khơng có xu hƣớng
dạng rút gọn22
Biến phụ thuộc ∆ln TB
Biến độc lập Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Giá trị p
C 0.00299 0.013386 0.223208 0.8243 ECMt-1 -0.0766*** 0.045381 -1.687333 0.0982 Δln TBt -0.3351* 0.119919 -2.794596 0.0075 Δln TBt-2 -0.3460* 0.119472 -2.895916 0.0057 Δln REERt-2 1.0076*** 0.529045 1.904612 0.0630 R-squared 0.405331 Adjusted R-squared 0.354721 Durbin-Watson stat 2.053702 Prob(F-statistic) 0.000052
Ghi chú : * có ý nghĩa thống kê mức 1% *** có ý nghĩa thống kê mức 10%
Nguồn: tính tốn của tác giả dựa trên phần mềm Eview
Kết quả ước lượng mơ hình VECM trong trường hợp có xu hướng được trình bày ở Bảng 4.13 cũng cho kết quả tương tự như trong trường hợp khơng có xu hướng về mối tương quan nghịch giữa sự thay đổi của cán cân thương mại ở thời điểm hiện tại với sự thay đổi của cán cân thương mại với độ trễ thời gian bằng 1 và 3 và mối tương quan thuận giữa sự thay đổi giữa tỷ giá hối đoái với độ trễ là 3 và cán cân thương mại. Khi cán cân tương mại ở quý t-1, t-3 tăng
1% thì cán cân thương mại ở quý thứ t trong trường hợp này sẽ giảm tương ứng là 0,33% và 0,34% và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, khi REER tăng lên 1% ở thời điểm thời điểm 3 q trước đó thì ở thời điểm hiện tại cán cân thương mại cũng sẽ tăng tương ứng xấp xỉ 1%.
Mơ hình VECM cho thấy kết quả với R-squared ở mức 0,4053 thể hiện các biến cán cân thương mại ở độ trễ lần lượt là 1 và 3 quý và biến tỷ giá hối đoái ở độ trễ là 3 quý giải thích được 40,53% sự thay đổi của biến cán cân thương mại.
Bảng 4.15: Kiểm định hiện tƣợng dị phƣơng sai và tƣơng quan chuỗi.
Trƣờng hợp khơng có xu hƣớng
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test
F-Stat 1.785860 Prob. F(3,35) 0.1678
Obs*R-squared 6.903142 Prob. Chi-Square(3) 0.0750
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-Stat 1.148770 Prob. F(3,45) 0.3398
Obs*R-squared 3.485698 Prob. Chi-Square(3) 0.3226
Trƣờng hợp có xu hƣớng
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test
F-Stat 1.986854 Prob. F(3,35) 0.1339
Obs*R-squared 7.567017 Prob. Chi-Square(3) 0.0559
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-Stat 1.491502 Prob. F(3,45) 0.2297
Obs*R-squared 4.431591 Prob. Chi-Square(3) 0.2185
Kết quả kiểm định hiện tượng dị phương sai (ARCH) và sự tương quan chuỗi của mơ hình VECM trong cả hai trường hợp có xu hướng và khơng có xu hướng đều cho thấy khơng có tác động của hiện tượng dị phương sai và khơng có sự tương quan chuỗi trong mơ hình. Kết quả kiểm định được trình bày ở Bảng 4.15.
4.4.2. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Để đảm bảo mơ hình xây dựng là phù hợp, tác giả tiến hành kiểm định tính dừng của các phần dư.
Kết quả, Hình 4.2 cho thấy phần dư của ln TB, ln REER, ln GDPI, ln GDPF đều dừng. Điều này cho thấy, mơ hình đã được xây dựng là phù hợp.
Nguồn: tính tốn của tác giả dựa trên phần mềm Eview
4.5. Kiểm định và phân tích kết quả hiệu ứng đƣờng cong J ở Việt Nam 4.5.1. Phân tách phƣơng sai
Để thấy rõ tầm quan trọng của cú sốc tỷ giá trong việc giải thích sự biến động của cán cân thương mại, tác giả tiến hành phân tách phương sai.
Bảng 4.16: Kết quả phân tách phƣơng sai trong sự thay đổi của TB23
Kỳ S.E. LNTB LNREER LNGDPI LNGDPF
1 0.089359 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.112280 78.81822 19.35492 1.645065 0.181800 3 0.142401 72.02904 26.02822 1.037557 0.905174 4 0.150728 67.80004 28.59440 1.185616 2.419943 5 0.160737 67.61554 28.97120 1.047568 2.365687 6 0.166394 67.17920 29.48928 0.979110 2.352410 7 0.178777 68.04459 29.03596 0.880333 2.039126 8 0.188771 65.35961 31.24742 1.356651 2.036319 9 0.202080 63.90425 32.86488 1.407630 1.823245 10 0.210479 62.12565 34.61949 1.460082 1.794772
Cholesky Ordering: LNTB LNREER LNGDPI LNGDPF
Nguồn: tính tốn của tác giả dựa trên phần mềm Eview
Kết quả Bảng 4.16 cho thấy, cán cân thương mại bị ảnh hưởng mạnh nhất bởi tỷ giá hối đoái thực đa phương. Cụ thể, trong khoảng 38% sự thay đổi của cán cân thương mại, thì khoảng 35% được giải thích bởi tỷ giá hối đoái thực đa phương. Sự tác động của các cú sốc đến cán cân thương mại tương đối trong 3 quý đầu, từ quý 4 trở đi sự ảnh hưởng của các cú sốc đến cán cân thương mại tương đối ổn định.
Nguồn: tính tốn của tác giả dựa trên phần mềm Eview
Hình 4.3 : Phân tách phƣơng sai 4.5.2. Hàm phản ứng xung (Impulse response function)
Để giải quyết vấn đề nghiên cứu đặt ra. Liệu đường cong J có tồn tại ở Việt Nam. Luận văn sử dụng hàm phản ứng xung tổng qt từ mơ hình VECM. Qua kết quả hàm phản ứng xung được trình bày ở Bảng 4.17 cho thấy, khi tỷ giá bị điều chỉnh tăng 1%, cán cân thương mại trong quý đầu tiên giảm 33,4% và quá trình này sẽ kết thúc trong vòng 3 quý, khoảng thời gian hiệu ứng giá cả chiếm ưu thế so với hiệu ứng khối lượng. Tuy nhiên, từ quý 4 trở đi, cán cân thương mại đã được cải thiện do tác động của tỷ giá, và tính gộp sau 1
năm, cán cân thương mại được cải thiện 54%. Điều này cho thấy, hiệu ứng khối lượng cuối cùng đã dần trung hòa và lấn át hiệu ứng giá cả. Điều này đồng nghĩa với sự xuất hiện đường cong J trong trường hợp của Việt Nam.
Bảng 4.17 : Kết quả hàm phản ứng xung của cán cân thƣơng mại với cú
sốc 1% từ REER24
.
T=1 T=2 T=3 T=4 T=5 T=6 T=7 T=8 T=9 T=10
TB 0,089 -0,334 -0,135 0,539 0,376 0,558 0,280 0,195 0,111 0,172
Nguồn: tính tốn của tác giả dựa trên phần mềm Eview
Response to Cholesky One S.D. Innovations Response of LNTB to LNREER
Nguồn: tính tốn của tác giả dựa trên phần mềm Eview
Hình 4.4 : Tác động tích lũy do sự thay đổi 1 đơn vị độ lệch chuẩn của REER.
5. Kết luận
Trong luận văn này, tác giả khảo sát mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại tại Việt Nam thông qua kiểm định Engle-Granger, kiểm định Johansen-Juselius và mơ hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (VECM). Luận văn cũng xem xét trường hợp đường cong J có xuất hiện trong trường hợp của Việt Nam không thơng qua hàm phản ứng xung (IRF) từ mơ hình VECM. Kết quả nghiên cứu đã khẳng định được sự tồn tại của mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại trong ngắn hạn và dài hạn. Trong ngắn hạn, sự tác động của tỷ giá hối đối lên cán cân thương mại có tính chất trễ, khi phá giá sẽ làm cán cân thương mại thâm hụt trong 3 quý đầu và được cải thiện từ quý 4 trở đi và trong dài hạn tác động của tỷ giá hối đoái được chuyển dịch hoàn toàn vào cán cân thương mại.
Nghiên cứu cũng đã phát hiện đường cong J cũng xuất hiện trong trường hợp của Việt Nam.
Do vậy, các nhà hoạch định có thể sử dụng chính sách tỷ giá để tác động để cải thiện cán cân thương mại.
Hƣớng nghiên cứu tiếp theo
Nghiên cứu đã cố gắng lượng hóa cú sốc tỷ giá hối đối vào cán cân thương mại ở Việt Nam, tuy nhiên nghiên cứu vẫn còn tồn tại vài hạn chế nhất định, làm tiền đề cho những nghiên cứu về sau. Trong đó có:
Đài Loan là một trong những đối tác thương mại chính của Việt Nam nhưng vì hạn chế trong việc thu thập dữ liệu của Đài Loan trong giai đoạn nghiên cứu nên khơng thể đưa vào phân tích.
Do năng lực nghiên cứu có hạn, trong điều kiện rất khó khăn trong thu thập dữ liệu nên số quan sát tương đối ít, cần các nghiên cứu tiếp theo nhằm mở rộng bộ dữ liệu để gia tăng tính vững chắc của các kết quả nghiên cứu.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt
1. Nguyễn Thị Tuyết Nga (2012), “Các giải pháp nâng cao vai trò của tỷ
giá hối đối trong q trình hội nhập đối với nền kinh tế tại Việt Nam”, Luận án Tiến sĩ kinh tế, Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh.
2. Nguyễn Văn Tiến (2012), “Tài chính quốc tế”, Nhà xuất bản thống kê.
3. Phạm Hồng Phúc (2009), “Tỷ giá hối đoái thực và cán cân thương mại
tại Việt Nam”, Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
4. Phan Thanh Hoàn, Nguyễn Đăng Hào (2007), “Mối quan hệ giữa tỷ giá