Bảng 4.16 : Kết quả phân tách phương sai trong sự thay đổi của TB
3. Mơ hình, dữ liệu, phƣơng pháp nghiên cứu
3.2. Dữ liệu nghiên cứu
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng dữ liệu hàng quý từ quý 1 năm 1999 đến quý 4 năm 2012. Nguồn dữ liệu và cách thức xử lý dữ liệu như sau:
Dữ liệu về giá trị xuất nhập khẩu của Việt Nam được tính theo quý và
được hiệu chỉnh theo mùa bằng phương pháp Census X12. Nguồn dữ liệu từ Datastream.
Dữ liệu GDP của 20 đối tác thương mại lớn của Việt Nam5, được tính
theo quý và được điều chỉnh theo mùa bằng phương pháp Census X12. Nguồn dữ liệu từ cơ sở dữ liệu của IMF, International Financial Statistics (IFS).
Dữ liệu GDP của Việt Nam, được tính theo quý với giá cố định 1994
và được điều chỉnh theo mùa bằng phương pháp Census X12. Nguồn dữ liệu từ cơ sở dữ liệu của Tổng Cục thống kê Việt Nam (GSO).
Dữ liệu tỷ giá hối đoái thực đa phương (REER) : giỏ tiền tệ được tác
giả lựa chọn để tính REER ở đây bao gồm đồng tiền của 20 đối tác thương mại chính của Việt Nam. Hai mươi đối tác thương mại được lựa chọn chiếm trung bình khoảng 80% tổng kim ngạch xuất nhập khẩu với Việt Nam trong toàn bộ giai đoạn nghiên cứu. REER được qui về kỳ gốc (Q1.1999 = 100). Dữ liệu dùng để tính REER được thu thập từ Datastream. Trong nghiên cứu của mình, tác giả lựa chọn quý 1 năm 1999 làm gốc. Vì, năm 1999 là năm cán cân thanh toán của Việt Nam khá cân bằng, cũng trong năm này chính phủ thực hiện chuyển đổi cơ chế điều hành tỷ giá từ cơ chế can thiệp trực tiếp bằng ấn định tỷ giá chính thức sang chế độ tỷ giá thả nổi có
5 Gồm những nước Nhật Bản (JPY), Singapore (SGD), Trung Quốc (CNY), Hàn Quốc (KRW), Hoa Kỳ (USD), Thái Lan (THB), Úc (AUD), Hồng Kông (HKA), Đức (EURO), Malaysia (MYR), Pháp (EURO), Indonesia (IDR), Vương quốc Anh (GBP), Hà Lan (EURO), Nga (RUB), Philippine (PHP), Thụy Sĩ (SWA), Italia (EURO), Bỉ (EURO) và Ấn Độ (INR);
sự điều tiết của nhà nước, do đó đã đưa tỷ giá về gần hơn vùng ngang giá sức mua, hay nói cách khác là tỷ giá hiệu lực thực được xem là gần như bằng 100.
Tất cả các giá trị chuỗi dữ liệu đều được đưa về dạng logarit cơ số mũ tự nhiên.
3.3. Phƣơng pháp nghiên cứu
Để xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đối và cán cân thương mại trong mơ hình thực nghiệm, tác giả thực hiện theo các bước sau: Thứ nhất, tác giả thực hiện việc kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian sử dụng trong mơ hình thực nghiệm. Các chuỗi này đều ở dạng logarit cơ số tự nhiên. Nếu các chuỗi này là khơng dừng (hay có nghiệm đơn vị), tác giả tiến hành lấy sai phân cho tới khi nó có tính dừng trước khi đưa vào mơ hình thực nghiệm. Giữa các chuỗi số khơng dừng có thể tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp (mối quan hệ trong dài hạn).
Bước hai, tác giả sử dụng phương pháp phân tích đồng tích hợp của Engle – Granger (1987) và Johansen (1990) nhằm xác định khả năng tồn tại các mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến. Với các biến số sử dụng trong mơ hình, tác giả chỉ tập trung kiểm tra hai mối quan hệ dài hạn có thể có trong mơ hình đó là mối quan hệ giữa biến tỷ giá hối đoái và biến cán cân thương mại. Cuối cùng, tác giả sẽ thực hiện khảo sát mối quan hệ động trong ngắn hạn giữa cán cân thương mại và các nhân tố xác định nó. Mơ hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (VECM) có thể được sử dụng nếu tồn tại các mối quan hệ trong dài hạn kể trên.
3.3.1. Kiểm định tính dừng
dừng sẽ gây ra các kết quả ước lượng sai, có thể phóng đại hay khơng phản ánh đúng mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc.
Khi gặp một chuỗi khơng dừng cần loại bỏ tính khơng dừng trước khi phân tích. Có thể dễ dàng làm dừng một chuỗi bằng phương pháp sai phân.
Trong phân tích tính dừng có thể sử dụng nhiều phương pháp khác nhau như: kiểm định Dickey – Fuller (DF), kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF), kiểm định Phillips – Perron (PP), kiểm định Kwiatkowski – Philips – Schimidt – Shin (KPSS). Trong luận văn này, tác giả sử dụng đồng thời cả hai kiểm định ADF và kiểm định PP. Trường hợp kiểm định ADF và kiểm định PP cho ra kết quả khác biệt, kiểm định Kwiatkowski – Philips – Schimidt – Shin (KPSS) được sử dụng để xác định tính dừng của chuỗi dữ liệu, tương tự như trong nghiên cứu Yuen Ling và cộng sự (2008).
3.3.2. Phân tích đồng tích hợp
Mục đích sử dụng phân tích đồng tích hợp là để kiểm định mối quan hệ của tỷ giá và cán cân thương mại trong dài hạn.
Phân tích đồng tích hợp được thực hiện sau khi phân tích tính dừng của chuỗi dữ liệu. Các biến được gọi là đồng tích hợp khi tồn tại một tham số µt (biến
nhiễu) cũng là một chuỗi dừng. Một đặc trưng quan trọng của µt là một biến
chuỗi có giá trị trung bình nhỏ và khơng có xu hướng lớn dần hay nhỏ dần theo thời gian, hay nói cách khác nếu biến chuỗi sai số này là biến ngẫu nhiên thì giá trị trung bình của ước lượng hồi quy sẽ bằng 0 và có phương sai khơng đổi. Một biến chuỗi sai số với đặc tính này được gọi là biến chuỗi dừng (Stationary Time Series).
Trong luận văn, tác giả sử dụng đồng thời cả hai kiểm định: kiểm định Engle – Granger, kiểm định Johansen-Juselius để kiểm định đồng tích hợp. Nếu có đồng tích hợp nghĩa là kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian khơng dừng
là chuỗi dừng và có thể được giải thích như một mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến.
Kiểm định Granger là kiểm định về mối quan hệ nhân quả giữa các biến và được sử dụng phổ biến trong nghiên cứu để trả lời cho câu hỏi đơn giản là có hay khơng sự thay đổi của biến này gây ra sự thay đổi của biến kia và ngược lại.
Giả sử có hai phương trình hồi quy sau:
t l t l t l t l t t Y Y X X Y 0 1 1 .... 1 1 ... t l t l t l t l t t X X Y Y X 0 1 1 .... 1 1 ...
Để xem biến X có giải thích cho Y (X tác động nhân quả Granger lên Y) và các biến trễ của Y có giải thích cho X (Y tác động nhân quả Granger lên X) hay khơng thì phải kiểm định giả thiết sau đây cho mỗi phương trình :
H0 : β1 = β2 =…= βl = 0
Để kiểm định giả thiết đồng thời này, phương pháp thống kê F của kiểm định Wald được sử dụng. Nếu giá trị thống kê F tính tốn lớn hơn giá trị thống kê
F phê phán ở một mức ý nghĩa xác định giả thiết H0 sẽ bị bác bỏ. Như vậy, có
bốn khả năng xảy ra trong kiểm định quan hệ nhân Granger.
Nhân quả Granger một chiều từ X sang Y nếu các biến trễ của X có
tác động lên Y, nhưng các biến trễ của Y khơng có tác động lên X.
Nhân quả Granger một chiều từ Y sang X nếu các biến trễ của Y có
tác động lên X, nhưng các biến trễ của X khơng có tác động lên Y.
Nhân quả Granger hai chiều giữa X và Y nếu các biến trễ của X có
Khơng có quan hệ nhân quả Granger giữa X và Y nếu các biến trễ của X khơng có tác động lên Y và các biến trễ của Y cũng khơng có tác động lên X.
Kiểm định Johansen là kiểm định đồng liên kết dựa trên phương pháp VAR của Johansen. Kiểm định này chỉ có hiệu lực khi đang xét các chuỗi thời gian
không dừng. Các giả thiết H0 = “None”; H0 = “At most 1”; ….; H0 = “At most
k-1” (trong đó k là số biến) được đặt ra. Trong đó, “None” nghĩa là khơng có đồng liên kết, “At most 1” nghĩa là có 1 đồng liên kết xuất hiện và “At most k-1” nghĩa là có k-1 đồng liên kết. Do vậy, tùy theo số biến trong mơ hình mà ta có k-1 số phương trình đồng liên kết. Khi đó, ta có thêm số giả thiết về phương trình đồng liên kết. Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H0, ta so sánh giá trị thống kê (Trace Statistic) và Trị tới hạn (critical value) ở các mức ý nghĩa thống kê, thông thường các nghiên cứu thường lựa chọn ở mức ý nghĩa thống kê 5%. Nếu Trace Statistic < Critical Value, ta chấp nhận giả thiết H0 ngược lại ta bác bỏ giả thiết H0 nếu Trace Statistic > Critical Value.6
3.3.3. Mơ hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (VECM)
Tác giả sử dụng mơ hình VECM để ước lượng mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại trong dài hạn. Tác giả sử dụng mơ hình ước lượng tương tự như Yuen- Ling và cộng sự (2008) với việc thực hiện một hệ thống gồm 4 biến quan sát gồm cán cân thương mại, REER, thu nhập trong nước và thu nhập nước ngồi.
Mơ hình (VECM) véc tơ hiệu chỉnh sai số, được cho như sau:
1 1 k i t i t i k t t Z Z Z (3.2)
Trong đó, Z bao gồm các biến ln TB, ln REER, ln GDPI, ln GDPF, ∆ là toán tử vi phân cấp 1, Zt-i là quan sát của Z ở bước trễ i (trong đó i đi từ 1 đến k-1),
∆Zt là dạng vi phân của Zt, Γi là ma trận hệ số (nxn) và Π là ma trận (nxn) mà
hạng của nó xác định số các mối quan hệ đồng tích hợp giữa các biến. Do đó, nếu Π có hạng đầy đủ, nghĩa là, r = n, điều này cho thấy rằng các biến ổn định, và nếu r = 0, điều này có nghĩa rằng khơng có véc tơ đồng tích hợp. Tuy nhiên, nếu Π có hạng r ≤ (n − 1), điều này đồng nghĩa rằng có n-1 véc tơ
đồng tích hợp.
Trước khi tiến hành kiểm định hạng của Π để xác định số véc tơ đồng tích hợp, cần phải xác định bước trễ tối ưu, luận văn sử dụng tiêu chuẩn thông tin để xác định bước trễ tối ưu. Mục tiêu của phương pháp tiêu chuẩn thông tin (IC) là chọn một số các tham số làm tối thiểu hóa giá trị của tiêu chuẩn thơng tin. Ba tiêu chuẩn thông tin phổ biến nhất là tiêu chuẩn thông tin của Akaike – AIC, tiêu chuẩn thông tin Bayes của Schwarz – SIC và tiêu chuẩn LR.
Hạng của ma trận Π có thể được kiểm định, Johansen (1988) cung cấp 2 kiểm định khả năng xảy ra khác nhau để xác định giá trị của r. Đó là kiểm định trace: n r i i tra ce r T 1 ) 1 ln( ) ( (3.3) Và thống kê kiểm định trị riêng tối đa (Max-Eigen):
) 1 ln( ) 1 , ( 1 max r r T r (3.4) Với r là số véc tơ đồng tích hợp theo giả thiết rỗng, và λi là trị riêng lớn nhất
thứ i của ma trận Πi trong phương trình (3.2). Kiểm định trace (λtrace) là một
kiểm định kết hợp mà ở đó giả thiết H0 là số lượng véc tơ đồng tích hợp nhỏ
Kiểm định trị riêng tối đa (λmax) kiểm định giả thiết H0 rằng số lượng các véc tơ đồng tích hợp là r trái với sự lựa chọn r + 1.
Sau khi nhận diện được số véc tơ đồng tích hợp trong mơ hình, bước kế tiếp là ước lượng mơ hình véc tơ hiệu chỉnh sai số với bước trễ được xác định dựa trên tiêu chuẩn LR, SIC, AIC để xác định cân bằng dài hạn của tỷ giá. Sự ước lượng được thực hiện bằng cách nhận biết số véc tơ đồng tích hợp và tiêu chuẩn hóa mơ hình dựa trên những mối quan hệ đồng tích hợp thực sự.
Trong dài hạn tác giả kỳ vọng mối quan hệ giữa biến REER (tỷ giá hối đoái thực đa phương) và biến TB (cán cân thương mại) là cùng chiều.
4. Kết quả nghiên cứu.
4.1. Thực trạng mối quan hệ giữa tỷ giá thực đa phƣơng (REER) và cán
cân thƣơng mại.
Để phân tích ảnh hưởng của tỷ giá lên cán cân thương mại, tác giả dùng tỷ giá thực đa phương (REER), nguyên nhân là do REER phản ánh tương quan sức mua tốt hơn NEER.
Xét về mặt lý thuyết, khi REER>100, nghĩa là tỷ giá thực tăng, VND bị giảm giá thực và sức cạnh tranh thương mại quốc tế của Việt Nam được cải thiện, với trường hợp REER<100, nghĩa là tỷ giá thực giảm, VND lên giá thực và sức cạnh tranh thương mại quốc tế của Việt Nam bị xói mịn.
Từ kết quả tính tốn được, ta thấy trong giai đoạn 1999-2007 tỷ giá thực đa phương luôn lớn hơn 100. Từ năm 2008 đến nay tỷ giá thực đa phương luôn nhỏ hơn 100, tỷ lệ lạm phát tăng cao (năm 2008 tỷ lệ lạm phát của Việt Nam tăng 23,16% so với năm 2007, là năm có tỷ lệ lạm phát cao nhất trong giai đoạn nghiên cứu và cao hơn rất nhiều so với các đồng tiền tham gia vào rổ tiền) đó cũng là nguyên nhân chính làm REER giảm.
Nguồn : tính tốn của tác giả.
Hình 4.1 : Biểu đồ thể hiện mối quan hệ giữa cán cân thƣơng mại và tỷ giá hối đối thực đa phƣơng.
Quan sát hình 4.1, từ năm 1999 tỷ giá thực bắt đầu tăng lên và đạt đỉnh ở năm 2003, đây cũng là năm có tỷ lệ thâm hụt thương mại lớn nhất trong giai đoạn này, sau đó tỷ giá thực giảm dần vầ tiến gần 100, đến năm 2008 thì REER bắt đầu giảm xuống mức dưới 100 (VND bị định giá cao). Điều này gây trở ngại trong việc cạnh tranh thương mại quốc tế của Việt Nam.
Tỷ giá thực đa phương và chỉ số xuất trên nhập khẩu ln có một độ lệch pha: ngay năm chỉ số REER tăng thì chỉ số xuất khẩu trên nhập khẩu giảm, sau một khoảng thời gian nhất định, do tác động của REER tăng chỉ số này mới tăng. Ngược lại, vào năm REER giảm thì ngay năm đó chỉ số xuất khẩu trên nhập khẩu khơng giảm tương ứng mà có khi cịn tăng. Vậy có thể thấy rằng tỷ giá thực đa phương tăng hay giảm sẽ khơng có tác động ngay lên cán cân thương mại trong năm đó mà nó có tác dụng chậm hơn.
thương mại mới được cải thiện. Năm 2002, REER tăng so với 2001 (108,01% so với 105,44%) thì đến 2005 tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu mới tăng so với năm 2002 (87,14% so với 84,65%). Tương tự, năm 2003 REER đạt đỉnh cao nhất là 114,5 nhưng trong năm này cán cân thương mại vẫn xấu đi so với năm 2002, cho đến năm 2005, 2006 tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu mới tăng lên lần lượt là 87,14%, 89,2%. Ngồi ra, cũng có hiện tượng khi REER có bắt đầu giảm từ năm 2004 thì phải đến năm 2007 (ba năm sau khi REER giảm) ta mới thấy tác động xấu lên cán cân thương mại (tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu giảm chỉ còn 79,6%).
Ngoài ra, Việt Nam là một nước đang phát triển, hàng hóa xuất khẩu của Việt Nam chủ yếu là những mặt hàng thô sơ chưa qua chế biến hoặc chỉ là hàng gia công theo các đơn đặt hàng có sẵn của các doanh nghiệp nước ngoài, nhiều mặt hàng trong nước chưa thể sản xuất được hay nếu có sản xuất được đi chăng nữa thì thường có chất lượng thấp, giá thành cao, tỷ lệ hàng hóa đủ tiêu chuẩn xuất khẩu thấp, tỷ lệ nguyên vật liệu đầu vào có nguồn gốc nhập khẩu cao… làm cho khối lượng hàng xuất khẩu tăng không đáng kể, khối lượng hàng nhập khẩu giảm chậm hơn. Từ những phân tích trên, cho thấy phá giá không tác động tức thời đến cán cân thương mại tại Việt Nam mà cần phải có bước trễ khoảng 3 năm (theo phân tích dựa vào hình 4.1), điều đó đồng nghĩa hiệu ứng đường cong J nếu có tồn tại ở Việt Nam thì sẽ kéo dài hơn và mức độ thâm hụt thương mại cũng cao hơn so với các nước phát triển.
4.2. Kiểm định nghiệm đơn vị và chọn bƣớc trễ cho mơ hình
4.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị
Trước khi tiến hành ước lượng mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cấn cân thương mại, tác giả sử dụng kiểm định ADF và kiểm định PP để xem xét tính
dừng của các biến, lần lượt trong các trường hợp có chặn, có chặn và xu hướng.
Kết quả kiểm định tính dừng theo kiểm định ADF được thể hiện ở các Bảng