EX 32,000 28,000 24,000 20,000 16,000 12,000 8,000 4,000 0
Hình 4.2: Diễn biến kim ngạch xuất khẩu (triệu USD)
IM 35,000 30,000 25,000 20,000 15,000 10,000 5,000 0
Hình 4.3: Diễn biến kim ngạch nhập khẩu (triệu USD)
Nhậnxét: Tỷgiáđượcđiềuchỉn h theohướngngàycà ng tăngtrongcảgiai đoạnnghiêncứu, chứngtỏđồngnộitệ ngàycàngmấtgiá Nhận xét: Kim ngạch xuất khẩu
của Việt Năm tăng đều đặn đến quý 2 2013, tăng hơn 14 lần so với năm 1999. Nhận xét: Kim ngạch nhập khẩu cĩ xu hướng tăng tương ứng như xuất khẩu và cĩ biến động mạnh hơn
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2,000 0 -2,000 -4,000 -6,000 -8,000 -10,000
Hình 4.4: Diễn biến cán cân thương mại (triệu USD)
4.2. Kiểm định tính dừng của các chuỗi số liệu
Trong q trình phân tích các chuỗi dữ liệu thời gian việc xem xét tính dừng của các chuỗi rất cĩ ý nghĩa về mặt thống kê, nĩ giúp cho việc xác định rõ phương pháp xử lý số liệu và hạn chế các sai lệch trong phân tích (chẳng hạn hiện tượng hồi quy giả mạo), cụ thể việc kiểm định tính dừng của các chuỗi số liệu đã được đề cập chi tiết ở chương 3 và được cụ thể hĩa như sau:
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháp ADF19
Chuỗi Kiểm định ADF (Tối đa 10 trễ - SIC)
20
Kết luận
P.value ADF 1% 5% 10% Trễ
ER Khơng trend 0.989 0.632 -3.550 -2.913 -2.594 0 Khơng dừng ER Cĩ trend 0.892 -1.238 -4.127 -3.490 -3.173 0 Khơng dừng
D(ER) 0.00 -2.492 -3.552 -2.914 -2.595 0 Dừng
TB Khơng trend 0.122 -2.518 -3.552 -2.914 -2.595 1 Khơng dừng TB Cĩ trend 0.222 -2.747 -4.130 -3.492 -3.174 1 Khơng dừng
D(TB) 0.00 -12.87 -3.552 -2.914 -2.595 0 Dừng
EX Khơng trend 1.00 2.421 -3.555 -2.915 -2.595 2 Khơng dừng EX Cĩ trend 0.986 -0.459 -4.133 -3.493 -3.175 2 Khơng dừng
D(EX) 0.00 -7.973 -3.555 -2.915 -2.595 1 Dừng
IM Khơng trend 0.998 1.426 -3.562 -2.918 -2.597 6 Khơng dừng IM Cĩ trend 0.116 -3.098 -4.127 -3.490 -3.173 0 Khơng dừng
D(IM) 0.000 -6.318 -3.557 -2.916 -2.596 2 Dừng
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả kiểm định tính dừng tại phụ lục 1
19
Xem chi tiết phụ lục 1
20 Tác giả sử dụng kiểm định nghiệm với phương pháp ADF, tiêu chuẩn lựa chọn trễ là SIC với giới hạn tối đa 10 trễ trong q trình tính tốn tự động bằng phần mềm Eview 6.0 và lựa chọn ra tiêu chuẩn phù hợp nhất.
Nhận xét: Thâm hụt thương mại diễn ra thường xuyên trong cả thời kỳ và biến động phức tạp
Như vậy, kết quả cho thấy các chuỗi số liệu đều khơng dừng tuy nhiên sai phân bậc 1
của các chuỗi này cĩ tính dừng. Kết quả phân tích này cho thấy như sau:
- Cần xét xem: liệu hai chuỗi TB và ER, EX và ER, IM và ER cĩ thể tồn tại quan hệ đồng liên kết hay khơng? Và liệu hồi quy OLS hai chuỗi này cĩ cho kết quả tốt khơng?
- Cĩ thể triển khai hồi quy OLS cho các chuỗi sai phân này khơng? Và dự báo được các diễn biến trong ngắn hạn thế nào?
- Và từ đĩ dự báo các diễn biến dài hạn thế nào? Phần sai lệch giữa ngắn hạn và dài hạn nên được biểu diễn thế nào?
Trên cơ sở các suy luận này tác giả tiếp tục triển khai các phân tích số liệu ở các phần tiếp theo.
4.3. Phân tích độ trễ tối ưu của các cặp quan hệ TB ER, EX ER và IM ER
Việc đưa thêm bao nhiêu biến trễ vào mơ hình nghiên cứu mối quan hệ TB ER, EX ER và IM ER là một câu hỏi quan trong trong quá trình nghiên cứu. Do vậy tác giả đã sử dụng phương pháp phân tích trễ như chương 3 đã đề cập và cho kết quả tổng hợp như dưới đây:
Bảng 4.3: Kết quả phân tích xác định trễ tối ưu cặp TB ER,
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: TB ER
Exogenous variables: C Sample: 1999Q1 2013Q2 Included observations: 48
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -869.9194 NA 2.06e+13 36.32998 36.40794 36.35944
1 -771.0319 185.4142 3.95e+11 32.37633 32.61023* 32.46472*
VAR Lag Order Selection Criteria
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -882.5668 NA 3.48e+13 36.85695 36.93492 36.88641
1 -760.4636 228.9435 2.54e+11 31.93598 32.16988* 32.02437 VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: IM ER
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -898.0105 NA 6.63e+13 37.50044 37.57841 37.52990
1 -780.5327 220.2710 5.86e+11 32.77219 33.00609* 32.86059
Nguồn: Tính tốn số liệu theo phương pháp VAR Lag Order Selection Criteria
Với 10 trễ được đưa vào tính tốn giá trị các bước trễ cho các giá trị xác định mơ hình như bảng nêu trên; kết quả cho thấy Lag = 1 tương ứng với giá trị SC (Hay SIC) là tối ưu, kết quả này cũng phù hợp với kết quả từ việc phân tích trễ thơng qua phương pháp ADF với tiêu chuẩn SC (SIC) ở phần trên. Như vậy Lag = 1 sẽ được tác giả sử dụng vào các nghiên cứu tiếp theo của đề tài.
4.4. Phân tích mối quan hệ dài hạn
Bằng phương pháp phân tích Johansen tổng quát, tác giả đã xác định được các trường hợp đồng liên kết giữa các cặp TB và ER; EX và ER; IM và ER như sau (Xem thêm chi tiết tại phụ lục 7 ):
Bảng 4.4: Các trường hợp xuất hiện đồng liên kết các chuỗi dữ liệu nghiên cứu Cặp TB ER
Data Trend: None None Linear Linear Quadratic
Test Type No Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept
No Trend No No Trend Trend Trend
Trace 2 1 0 1 1 Max-Eig 2 1 0 1 1 Cặp EX ER Trace 1 1 0 0 0 Max-Eig 1 1 0 0 0 Cặp IM ER Trace 1 1 0 0 0 Max-Eig 1 1 0 0 0
*Critical values based on MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
Nguồn: Tính tốn số liệu bằng thủ tục Johansen của phần mềm Eview 6.0
21
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion
Kết hợp với các phân tích đồ thị ở trên và việc phân tích trễ (lag =1), cũng như các tiêu chuẩn AIC, SC, LogL … (chi tiết tại phụ lục 7); tác giả đã lựa chọn trường hợp cĩ một đồng liên kết khơng trend (None), cĩ chặn (Intercept). Trên cơ sở lựa chọn tiến hành tủc tục Johansen cho các cặp quan hệ cần nghiên cứu, kết qủa cụ thể như sau:
a) Trường hợp mối quan hệ TB và ER
Bảng 4.7: Kết quả phân tích đồng liên kết Johansen giữa TB và ER22
Sample (adjusted): 1999Q3 2013Q2
Included observations: 56 after adjustments
Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant)
Series: TB ER
Lags interval (in first differences): 1 to 1 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.267098 21.71792 20.26184 0.0313
At most 1 0.074181 4.316279 9.164546 0.3670
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.267098 17.40164 15.89210 0.0288
At most 1 0.074181 4.316279 9.164546 0.3670
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
TB ER C
-0.000407 3.62E-05 -0.303384 -0.000431 -3.54E-05 -0.673367 Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(TB) 167.2768 450.2704
D(ER) 161.3921 -22.32610
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -889.6719
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
TB ER C
1.000000 -0.088802 744.9614
(0.26949) (4478.98) Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(TB) -0.068123 (0.09377)
D(ER) -0.065727 (0.01564)
Nguồn: Tính tốn số liệu bằng thủ tục Johansen của phần mềm Eview 6.0
Các kiểm định Trace và Max – Eigen, đã cho thấy các giá trị thống kê lớn hơn giá trị bác bỏ và Pvalue < 5%, tại giả thiết khơng cĩ tồn tại tối thiểu 1 đồng liên kết23. Kết quả tính tốn cho thấy đã tồn tại quan hệ dài hạn giữa Cán cân thương mại (TB) và Tỷ giá VNĐ/ USD (ER). Kết hợp với phân tích đồng liên kết Johansen kết quả xử lý mơ hình VECM đã được biểu diễn bằng phương trình như sau: TB = - 744.961407379 +
0.0888023882942*ER , VECM bằng phương pháp ADF cũng cho kết quả là phần dư
cĩ tính dừng và giữa các phần dư khơng cĩ tương quan với nhau.24
b) Trường hợp mối quan hệ EX và ER
Bảng 4.8: Kết quả phân tích đồng liên kết Johansen giữa EX và ER
Sample (adjusted): 1999Q3 2013Q2 Series: EX ER
Included observations: 56 after adjustments
Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant) Lags interval (in first differences): 1 to 1
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.281249 24.61090 20.26184 0.0118
At most 1 0.103485 6.117448 9.164546 0.1818
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.281249 18.49345 15.89210 0.0191
At most 1 0.103485 6.117448 9.164546 0.1818
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
EX ER C
0.000209 -0.001006 13.33086 -0.000349 0.001357 -19.12991
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha): D(EX) -686.9923 252.1721
D(ER) -81.48100 -90.08071 1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -882.6109
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
EX ER C
1.000000 -4.812218 (0.52179) 63782.42 (8567.66) Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(EX) -0.143585 (0.03874) D(ER) -0.017030 (0.00887)
Nguồn: Tính tốn số liệu bằng thủ tục Johansen của phần mềm Eview 6.0
23 Phần cĩ dấu “*” và “**” tại bảng tính tốn
24 Xem chi tiết phụ lục 3,4,5,6,7
Các kiểm định Trace và Max – Eigen, đã cho thấy các giá trị thống kê lớn hơn giá trị bác bỏ và Pvalue < 5%, tại giả thiết cĩ tồn tại tối thiểu 1 đồng liên kết25. Như vậy kết quả tính tốn cho thấy đã tồn tại quan hệ dài hạn giữa Xuất khẩu (EX) và T ỷ giá VNĐ/ USD (ER). K ết hợp với phân tích đồng liên kết Johansen kết quả xử lý mơ hình VECM đã được biểu diễn bằng phương trình như sau: EX = - 63782.4184376 + 4.81221820591*ER,
VECM bằng phương pháp ADF cũng cho kết quả là phần dư cĩ tính dừng và giữa các phần dư khơng cĩ tương quan với nhau.26
c) Trường hợp mối quan hệ IM và ER
Bảng 4.9: Kết quả phân tích đồng liên kết Johansen giữa IM và ER
Sample (adjusted): 1999Q3 2013Q2 Series: IM ER Included observations: 56 after adjustments
Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant) Lags interval (in first differences): 1 to 1
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.276246 22.97341 20.26184 0.0207
At most 1 0.083264 4.868418 9.164546 0.2981
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.276246 18.10499 15.89210 0.0221
At most 1 0.083264 4.868418 9.164546 0.2981
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
IM ER C
1.04E-05 0.000140 -1.376726
-0.000301 0.001284 -17.56066 Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(IM) 853.4764 406.9060
D(ER) 113.4970 -65.31884
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -901.2849
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
IM ER C
1.000000 13.37527 (10.2774) -131763.9 (170280.)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(IM) 0.008917 (0.00283)
D(ER) 0.001186 (0.00042)
Nguồn: Tính tốn số liệu bằng thủ tục Johansen của phần mềm Eview 6.0
25 Phần cĩ dấu “*” và “**” tại bảng tính tốn
Tương tự như việc tính tốn cho các cặp EX và ER, TB và ER kiểm định Trace và Max – Eigen, kết quả phân tích cho thấy cĩ tồn tại tối thiểu 1 đồng liên kết, cho thấy cĩ mối quan hệ dài hạn giữa nhập khẩu (IM) và Tỷ giá VNĐ/ USD (ER). Kết hợp với phân tích đồng liên kết Johansen kết quả xử lý mơ hình VECM đã được biểu diễn bằng phương trình như sau: IM = 131763.865067 - 13.3752693866*ER.
4.5. Phân tích mối quan hệ ngắn hạn; giữa ngắn hạn và dài hạn của các chuỗi dữ liệu
Tại bảng 4.10, tác giả sử dụng mơ hình VECM để xem xét các diễn biến, tác động trong ngắn hạn của cán cân thương mại, xuất khẩu, nhập khẩu trước các biến động của tỷ giá; mối quan hệ giữa ngắn hạn và dài hạn. Cụ thể như minh họa ở bảng dưới đây:
Bảng 4.10: Kết quả biểu diễn mối quan hệ giữa các chuỗi dữ liệu bằng VECM
Estimation Proc TB ER EC(B,1) 1 1 TB ER
VAR Model:
D(TB) = A(1,1) * (B(1,1) * TB(-1) + B(1,2) * ER(-1) + B(1,3)) + C(1,1) * D(TB(- 1)) + C(1,2) * D(ER(-1))
VAR Model - Substituted Coefficients:
D(TB) = - 0.0681230806785 * ( TB(-1) - 0.0888023882942 * ER(-1) +
744.961407379 ) - 0.496694158897 * D(TB(-1)) + 0.907085553282 * D(ER(-1)) Estimation Proc EX ER
EC(B,1) 1 1 EX ER
VAR Model:
D(EX) = A(1,1)*(B(1,1)*EX(-1) + B(1,2)*ER(-1) + B(1,3)) + C(1,1)*D(EX(-1)) + C(1,2)*D(ER(-1))
VAR Model - Substituted Coefficients:
D(EX) = - 0.143585017114*( EX(-1) - 4.81221820591*ER(-1) + 63782.4184376 ) - 0.0518954797946*D(EX(-1)) - 0.144179454987*D(ER(-1)) Estimation Proc IM ER =============================== EC(B,1) 1 1 IM ER VAR Model: ===============================
D(IM) = A(1,1)*(B(1,1)*IM(-1) + B(1,2)*ER(-1) + B(1,3)) + C(1,1)*D(IM(-1)) + C(1,2)*D(ER(-1))
VAR Model - Substituted Coefficients: ===============================
D(IM) = 0.00891749037589*( IM(-1) + 13.3752693866*ER(-1) - 131763.865067 ) - 0.420113815746*D(IM(-1)) - 1.22020098001*D(ER(-1))
Nguồn: Tính tốn số liệu bằng thủ tục VECM của phần mềm Eview 6.0
Bảng 4.10 cho thấy mối quan hệ giữa ngắn hạn và dài hạn giữa TB và ER được biểu diễn bằng phương trình: D(TB) = - 0.0681230806785 * (TB(-1) - 0.0888023882942*ER(-1) + 744.961407379) - 0.496694158897 * D(TB(-1)) +
0.907085553282 * D(ER(-1) . Phương trình này cho biết:
• Hệ số đồng liên kết phản ánh quan hệ đồng liên kết giữa TB và ER đồng thời cho biết tốc độ điều chỉnh đến trạng thái cân bằng dài hạn là: 0.068123080678527. Nĩ cũng cho biết độ trễ điều chỉnh của trạng thái từ ngắn hạn sang dài hạn là
1/0.0681230806785 = 14.67 kỳ (Tương ứng với 3.6675 năm)
• Phần in nghiêng trong ngoặc đơn28 phản ánh trạng thái cân bằng dài hạn.
• Phần biểu diễn mối quan hệ ngắn hạn là: D(TB) = - 0.496694158897 * D(TB(- 1)) + 0.907085553282 * D(ER(-1) ; dấu “+“ cho biết mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ giá và cán cân thương mại trong ngắn hạn; phần hằng số cho biết luơn tồn tại một lượng thặng dư thương mại nhất định trong điều kiện khơng phụ thuộc vào diễn biến của các biến nội sinh (như tỷ giá, cán cân thương mại kỳ trước)
• Phương trình giải thích được 30.99% 29 diễn biến quan hệ giữa trạng thái ngắn hạn và dài hạn của TB và ER.
4.5.2. Phân tích mối quan hệ EX và ER
Bảng 4.10 cho thấy mối quan hệ giữa ngắn hạn và dài hạn của EX và ER được biểu diễn bằng phương trình: D(EX) = - 0.143585017114 * (EX(-1) - 4.81221820591 * ER(-1) + 63782.4184376) - 0.0518954797946 * D(EX(-1)) - 0.144179454987 *
D(ER(-1)) Phương trình này cho biết:
• Hệ số đồng liên kết phản ánh quan hệ đồng liên kết giữa EX và ER đồng thời cho biết tốc độ điều chỉnh đến trạng thái cân bằng dài hạn là: 0.143585017114. Nĩ
cũng cho biết độ trễ điều chỉnh của trạng thái từ ngắn hạn sang dài hạn là
1/0.143585017114 = 6.964 kỳ (Tương ứng với 1.74 năm)
• Phần in nghiêng trong ngoặc đơn30 phản ánh trạng thái cân bằng dài hạn của EX và ER
27 Dấu “-“ mang ý nghĩa điều chỉnh trở lại trạng thái khi bị vượt ra ngồi.
28 TB(-1) - 0.0888023882942*ER(-1) + 744.961407379
29 Xem chi tiết tại phụ lục 3,4,5,6,7
• Phần biểu diễn mối quan hệ ngắn hạn là: D(EX) = - 0.0518954797946 * D(EX(-1)) - 0.144179454987 * D(ER(-1)); dấu “-“ cho biết mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ giá và hoạt động xuất khẩu trong ngắn hạn; phần hằng số cho biết luơn tồn tại một lượng hàng hĩa xuất khẩu nhất định trong điều kiện khơng phụ thuộc vào diễn biến của các biến nội sinh (như tỷ giá, hoạt động xuất khẩu kỳ trước)
• Phương trình giải thích được 17.78% 31 diễn biến quan hệ giữa trạng thái ngắn hạn và dài hạn của EX và ER.
4.5.3. Phân tích mối quan hệ IM và ER
Bảng 4.10 cho thấy mối quan hệ giữa ngắn hạn và dài hạn của EX và ER được biểu diễn bằng phương trình: D(IM) = 0.00891749037589 * (IM(-1) + 13.3752693866 * ER(-1) - 131763.865067) - 0.420113815746 * D(IM(-1)) - 1.22020098001 * D(ER(- 1)). Phương trình này cho biết:
• Hệ số đồng liên kết phản ánh quan hệ đồng liên kết giữa IM và ER đồng thời cho biết tốc độ điều chỉnh đến trạng thái cân băng dài hạn là: 0.00891749037589 khá nhỏ. Nĩ cũng cho biết độ trễ điều chỉnh của trạng thái từ ngắn hạn sang dài hạn là 1/0.00891749037589 = 112.14 kỳ32 và đây là quá trình xác lập trạng thái cân bằng động theo chiều hướng tịnh tiến đi lên chứ khơng như quá trình điều chỉnh của TB hoặc ER theo chiệu hướng quay lại vị trí ban đầu.
• Phần in nghiêng trong ngoặc đơn33 phản ánh trạng thái cân bằng dài hạn của IM và ER • Phần biểu diễn mối quan hệ ngắn hạn là: - 0.420113815746 * D(IM(-1)) -
1.22020098001 * D(ER(-1)); dấu “-“ cho biết mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ giá và