2.2.2.1.1 Khái niệm
Chuỗi dừng là chuỗi có giá trị kỳ vọng, phƣơng sai và hiệp phƣơng sai không đổi theo thời gian. Điều này ngụ ý rằng các giá trị này giống nhau tại thời điểm t bất kỳ. Đặc tính của chuỗi dừng có ý nghĩa quan trọng trong phân tích chuỗi thời gian, bởi theo Gujarati (2003) nếu chuỗi thời gian là khơng dừng thì chỉ nghiên cứu đƣợc biến động của chuỗi trong khoảng thời gian đang xem xét. Do vậy, khơng thể khái qt hóa cho các giai đoạn khác nhau và khơng có giá trị thực tiễn đối với mục đích dự báo. Ngồi ra, nếu chuỗi nghiên cứu là khơng dừng thì tất cả các kết quả của phân tích hồi quy tuyến tính sẽ khơng có giá trị do hiện tƣợng hồi quy giả mạo. Việc nhận biết chuỗi dừng sẽ giúp giới hạn mơ hình dự báo phù hợp nhất cho dữ liệu.
Nếu chuỗi thời gian là một chuỗi không dừng nhƣng sai phân bậc 1 của nó là dừng thì ta ký hiệu là I(1): ΔX1 = Xt – Xt-1. Tƣơng tự, một chuỗi dừng ở sai phân bậc 2 đƣợc ký hiện là I(2): ΔX2 = Xt – Xt-2. Nếu bản thân chuỗi thời gian là chuỗi dừng thì cũng có thể gọi là chuỗi dừng sai phân bậc 0, ký hiệu I(0). Một cách tổng quát, một chuỗi dừng ở sai phân bậc k đƣợc ký hiệu là I(k): ΔXk = Xt – Xt-k
2.2.2.1.2 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Bƣớc 1: Vẽ đồ thị dạng Line để xác định hệ số chặn và xu thế cho từng chuỗi dữ liệu.
Bƣớc 2: Dùng phƣơng pháp kiểm định nghiệm đơn vị Phillips-Perron để xác định tính dừng cho sai phân bậc 1 của từng chuỗi dữ liệu.
Kiểm định mơ hình có dạng nhƣ sau:
ΔYt = α1 + α2t + δYt-1 + (γ1ΔYt-1 + …+γpYt-p) + ut H0: δ = 0 : chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị, khơng dừng
H1: δ < 0 : chuỗi dữ liệu khơng có nghiệm đơn vị, là chuỗi dừng
Ta có đƣợc bảng tổng hợp cho sai phân bậc 1 của các chuỗi dữ liệu đối với từng đối tác thƣơng mại của Việt Nam cũng nhƣ sai phân bậc 1 GDP của Việt Nam đƣợc sử dụng trong mơ hình (1) nhƣ sau:
Bảng 2.7: Tổng hợp kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu 4
STT Tên biến Giá trị Prob STT Tên biến Giá trị Prob
1 GDP_China 0,0001 9 REX_Japan 0,0000 2 GDP_Germany 0,0061 10 REX_Singapore 0,0000 3 GDP_Japan 0,0008 11 REX_UStates 0,0000 4 GDP_Singapore 0,0000 12 XNK_China 0,0001 5 GDP_UStates 0,0028 13 XNK_Germany 0,0001 6 GDP_VietNam 0,0001 14 XNK_Japan 0,0000 7 REX_China 0,0000 15 XNK_Singapore 0,0000 8 REX_Germany 0,0000 16 XNK_UStates 0,0000
Từ bảng 2.7 ta thấy khơng có cơ sở để chấp nhận giả thuyết H0 đối với chuỗi dữ liệu trên, tất cả các chuỗi dữ liệu đều có tính dừng với mức ý nghĩa 1%.
2.2.2.2Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mơ hình
Khi hồi quy các chuỗi thời gian không dừng thƣờng dẫn đến “kết quả hồi quy giả mạo”. Tuy nhiên, Engle và Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian khơng dừng có thể là một chuỗi dừng và các chuỗi thời gian khơng dừng đó đƣợc cho là đồng liên kết. Kết hợp tuyến tính dừng đƣợc gọi là phƣơng trình đồng liên kết và có thể giải thích nhƣ mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Nói cách khác, nếu phần dƣ trong mơ hình hồi quy giữa các chuỗi thời gian khơng dừng là một chuỗi dừng, thì kết quả hồi quy là thực và thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mơ hình.
Có hai cách kiểm định đồng liên kết: Kiểm định nghiệm đơn vị phần dƣ và Kiểm định đồng liên kết dựa trên phƣơng pháp VAR của Johansen
2.2.2.2.1 Kiểm định nghiệm đơn vị phần dƣ
Chúng ta ƣớc lƣợng mơ hình hồi quy xuất phát, từ đó thu đƣợc các phần dƣ. Sử dụng tiêu chuẩn Dickey Fuller mở rộng - ADF để kiểm định tính dừng. Tuy nhiên, các phần dƣ nhận đƣợc có thể khơng chính xác do có thể có đồng liên kết giữa các biến. Engle và Granger đã đƣa ra các giá trị tới hạn để kiểm định. Ngƣời ta gọi các
4
kiểm định này là kiểm định EG hoặc AEG. Các giá trị tới hạn theo kiểm định EG ở mức ý nghĩa 1%; 5% và 10% lần lƣợt tƣơng ứng là: -2,5899; -1,943 và -1,6177.
Bảng 2.8: Tổng hợp kết quả kiểm định tính dừng của phần dƣ 5
STT Đối tác thƣơng mại Giá trị thống kê t
1 Trung Quốc -4,464185
2 Đức -5,873060
3 Nhật Bản -2,792738
4 Singapore -4,038705
5 Mỹ -5,329477
Từ bảng 2.8 ta có thể kết luận có mối quan hệ đồng liên kết mơ hình (1) đối với từng đối tác thƣơng mại của Việt Nam.
2.2.2.2.2 Kiểm định đồng liên kết dựa trên phƣơng pháp VAR của Johansen
Đầu tiên tác giả xác định độ trễ tối ƣu trong mơ hình Vector tự hồi quy – VAR. Rồi sau đó tiến hành kiểm định quan hệ đồng liên kết bằng phƣơng pháp Johansen.
Ta có 4 cặp giả thuyết kiểm định: H0: có đồng tích hợp ở bậc J
H1: Khơng có đồng tích hợp ở bậc J. (i) “None”, nghĩa là khơng có đồng liên kết
(ii) “At most 1”, nghĩa là có ít nhất một mối quan hệ đồng liên kết. (iii) “At most 2”, nghĩa là có ít nhất hai mối quan hệ đồng liên kết. (iv) “At most 3”, nghĩa là có ít nhất ba mối quan hệ đồng liên kết.
Ta có bảng tổng hợp độ trễ tối ƣu cho từng đối tác thƣơng mại của Việt Nam
Bảng 2.9: Tổng hợp độ trễ tối ƣu 6
Trung Quốc Đức Nhật Bản Singapore Mỹ
Độ trễ tối ƣu 4 4 4 4 4
Ta có bảng tổng hợp kiểm định đồng liên kết bằng phƣơng pháp VAR của Johansen đối với từng đối tác thƣơng mại và độ trễ tối ƣu tƣơng ứng nhƣ trên:
5
Xem phụ lục 8
6
Bảng 2.10: Tổng hợp kết quả kiểm định đồng liên kết 7
Trung Quốc Đức Nhật Bản Singapore Mỹ
None 0,0035*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0030*** 0,0010***
At most 1 0,0299** 0,0001*** 0,0039*** 0,0736* 0,0212**
At most 2 0,2204 0,0042*** 0,0478** 0,6658 0,0555*
At most 3 0,2683 0,0442** 0,2135 0,4940 0,1797
* chỉ mức ý nghĩa 10%; ** chỉ mức ý nghĩa 5%; *** chỉ mức ý nghĩa 1%
Nhƣ vậy điều kiện cần thiết để áp dụng mơ hình VECM đƣợc thỏa mãn trong tất cả các trƣờng hợp.
Theo Tơ Trung Thành (2011), mơ hình VECM có ƣu điểm hơn so với ƣớc lƣợng theo mơ hình OLS tĩnh. Nếu nhƣ việc ƣớc lƣợng các phƣơng trình tĩnh đơn lẻ thƣờng phải có giả định mạnh về dạng mơ hình và quan hệ nhân quả giữa các biến, thì mơ hình VECM bao gồm mọi mối quan hệ tƣơng hỗ động theo thời gian giữa các biến, theo đó phân tích đƣợc tác động trong ngắn hạn, cũng nhƣ quá trình điều chỉnh đến quan hệ ổn định trong dài hạn.
Do phát hiện có sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mơ hình ban đầu, bƣớc tiếp theo tác giả ƣớc lƣợng phƣơng trình động, trong đó có lấy sai phân bậc 1 của biến độc lập và sai số từ phƣơng trình đầu tiên đƣợc gọi là biến điều chỉnh sai số (error correction term). Cụ thể mơ hình VECM đƣợc sử dụng trong nghiên cứu này là mơ hình kinh tế lƣợng chuẩn tắc có dạng nhƣ sau:
4 4 4 4
∆LnTB = α0 + ∑αi ∆LnTBt −i + ∑ βi ∆LnREXt −i + ∑γ i ∆LnGDPj ,t
−i +∑δi ∆LnGDPVN ,t −i + λECTt −1 +ψ trend
1 1 1 1
Δ là sai phân bậc 1 của biến số, ECTt-1 là biến điều chỉnh sai số, độ trễ tối ƣu là 4 đối với tất cả các đối tác thƣơng mại của Việt Nam (xem Bảng 2.8: Tổng hợp độ trễ tối ƣu).
7
Theo Oskooee – Kantipong (2001) sự chậm phản ứng của tỷ giá hối đoái ảnh hƣởng tới cán cân thƣơng mại là do các độ trễ. Thật vậy, Junz và Rhomberg (1973) chỉ ra tối thiểu 5 độ trễ giữa sự phá giá tỷ giá và ảnh hƣởng cuối cùng của nó lên cán cân thƣơng mại. Đó là: độ trễ nhận diện, độ trễ quyết định, độ trễ phân phối, độ trễ thay thế và độ trễ sản xuất.
Do đó, nếu cán cân thƣơng mại sụt giảm trƣớc khi phá giá tỷ giá thực song phƣơng, nó sẽ tiếp tục sụt giảm cho đến sau khi những độ trễ ở trên dƣợc nhận diện và cán cân thƣơng mại bắt đầu sẽ đƣợc cải thiện.
Ta có bảng tổng hợp hiệu ứng ngắn hạn của tỷ giá thực song phƣơng lên cán cân thƣơng mại giữa Việt Nam với từng nƣớc theo mơ hình VECM nhƣ sau:
Bảng 2.11: Tổng hợp hiệu ứng ngắn hạn của REX lên cán cân thƣơng mại
Biến số Trung Quốc Đức Nhật Bản Singapore Mỹ
ΔREXt-1 -1,671200 -1,222656 -0,420574 -0.300322 1,514837 [-0,83823] [-1,60457] [-1,64348] [-0,23157] [ 0,50714] ΔREXt-2 -1,016424 -1,84177* -0,323341 -0,440822 -0,481251 [-0,53585] [-2,23779] [-1,17274] [-0,32176] [-0,16589] ΔREXt-3 0,177961 -1,329609 0,239272 0,761041 -1,105024 [ 0,08821] [-1,55189] [ 0,73553] [ 0,57022] [-0,39238] ΔREXt-4 -2,253459 0,486153 0,352081 -1,372805 0,137877 [-1,16868] [ 0,59257] [ 1,10981] [-1,03023] [ 0,04849] ECTt-1 -0,43737* -0,380966 -0,134761 0,012821 -0,019405 [-2,54064] [-1,38574] [-0,73839] [ 0,13499] [-0,20679] * Chỉ mức ý nghĩa 5%; dấu trong [] là giá trị thống kê t
Từ bảng 2.11 tác giả nhận thấy trong trƣờng hợp của Trung Quốc có sự hiệu chỉnh các biến GDP_China, GDP_VietNam, REX_China, XNK_China trong ngắn hạn để đạt đƣợc sự cân bằng trong dài hạn. Tuy nhiên, tỷ giá thực song phƣơng giữa Việt Nam và Trung Quốc khơng có ảnh hƣởng tới cán cân thƣơng mại giữa 2 nƣớc (tác giả dùng kiểm định quan hệ nhân quả Granger nhƣ bảng dƣới đây)
5 0
Dependent variable: D(XNK_CHINA)
Excluded Chi-sq df Prob.
D(GDP_CHINA) 5,391813 4 0,2494
D(GDP_VIETNAM) 6,835346 4 0,1448
D(REX_CHINA) 2,756154 4 0,5994
All 29,66136 12 0,0031
Trƣờng hợp của Đức thì trong ngắn hạn, tại độ trễ quý thứ 2, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, một sự phá giá trong tỷ giá hối đoái thực song phƣơng 1% giữa Việt Nam và Đức sẽ làm cán cân thƣơng mại của Việt Nam với Đức trong ngắn hạn giảm 1,84177%. Mặc dù trong độ trễ quý thứ 3 mang dấu âm, độ trễ quý thứ 4 đổi sang dấu dƣơng nhƣng cả 2 độ trễ này lại khơng có ý nghĩa thống kê. Các trƣờng hợp còn lại của các nƣớc khác đều khơng có ý nghĩa thống kê.
Vậy khi dùng mơ hình VECM tác giả khơng thấy có hiệu ứng đƣờng cong J trong ngắn hạn cũng nhƣ điều kiện Marshall – Lener không đƣợc đáp ứng trong dài hạn về ảnh hƣởng của tỷ giá thực song phƣơng lên sự cân bằng cán cân thƣơng mại với các nƣớc trong trƣờng hợp của Việt Nam từ quý 1/2000 đến quý 4/2012.
2.3 Nhận xét về tác động của tỷ giá hối đoái đối với cán cân thƣơng mại Việt Nam trong q trình điều hành của Chính phủ
Với kết quả phân tích thực nghiệm trên, việc phá giá VND có ý nghĩa trong việc cải thiện cán cân thƣơng mại của Việt Nam với Mỹ nhƣng lại tác động thâm hụt trong trƣờng hợp của Đức theo phƣơng pháp OLS, các trƣờng hợp cịn lại thì việc phá giá VND khơng có tác động tới cán cân thƣơng mại trong giai đoạn 2000-2012. Mặc dù tác động của tỷ giá hối đoái chỉ xảy ra ở 2 nƣớc là Mỹ và Đức nhƣng đây là 2 nƣớc có giao dịch thƣơng mại rất lớn đối với Việt Nam nên Chính phủ cần cân nhắc việc giảm giá VND để đạt đƣợc mục tiêu kinh tế vĩ mơ tổng thể.
2.3.1 Những thành cơng trong q trình điều hành của Chính phủ về tác động của tỷ giá hối đoái đến cán cân thƣơng mại của Việt Nam
Trong q trình thực hiện chính sách tỷ giá, NHNN đã thƣờng xuyên phối hợp với các ngành liên quan, mà trƣóc hết là cơng thƣơng, tài chính trong việc phát hiện những bất hợp lý của chế độ tỷ giá hiện hành để đề xuất với Nhà nƣớc những giải pháp nhằm bổ sung, sửa đổi. Nhờ vậy, NHNN luôn đƣợc sự cổ vũ, động viên và ủng hộ của các ngành liên quan trong quá trình hoạch định cũng nhƣ tổ chức thực hiện chính sách tỷ giá. Đây cũng là nguyên nhân thành công cho việc tồn tại một cách vững chắc chế độ tỷ giá hiện hành. Đó là một chế độ tỷ giá linh hoạt, năng động và có khn khổ.
Tỷ giá hối đoái đƣợc ổn định trong thời gian dài là do yếu tố lãi suất, chính sách tiền tệ và nhất là sự tăng trƣởng kinh tế. Cho dù lạm phát ở nƣớc ta từ năm 1992 đến nay có cao nhƣng lãi suất thực tế vẫn dƣơng và cao hơn các nƣớc phát triển đã tạo nên dòng chảy lớn ngoại tệ vào trong nƣớc góp phần làm vững giá nội tệ. NHNN đã vận dụng linh hoạt chính sách tiền tệ nới lỏng hay thắt chặt theo từng thời kỳ tạo thế cân bằng mới, tạo nên sự tăng nhẹ TGHĐ trong sự ổn định cần thiết. TGHĐ ở nƣớc ta hình thành và vận động theo quy luật cung cầu tiền tệ trên thị trƣờng ngoại hối. Nguồn cầu lớn và thƣờng xuyên do hoạt động nhập khẩu liên tục phát triển và tâm lý cất trữ ngoại tệ vẫn còn cao của dân ta. Tuy rằng nƣớc ta trong những năm qua với cơng bố chính thức thì nhập siêu, xuất khẩu rịng là âm, nhƣng cần xem xét khía cạnh khác của hiện tƣợng này nhƣ hoạt động kinh tế của công dân Việt Nam tại nƣớc ngồi chƣa đƣợc đƣa vào hệ thống thống kê chính thức. Việc dự tính sự chuyển khoản đơn phƣơng nhƣ Việt kiều chuyển tiền cho thân nhân ở nƣớc ta, hiện tƣợng khách du lịch nƣớc ngoài cung cấp ngoại tệ ở dạng không khai báo và khoản viện trợ khơng hồn lại đã cải thiện sự thâm hụt tài khoản vãng lai, góp phần ổn định TGHĐ hiện nay ở nƣớc ta. TGHĐ mềm dẻo có sự kiểm tra, tác động của nhà nƣớc khắc phục đƣợc nguy cơ lạm phát, cải thiện cán cân thanh toán, phù hợp với cơ chế thị trƣờng và huy động tiềm năng kinh tế ở mức tối ƣu cho sự phát triển đất nƣớc.
Với chính sách tiền tệ hiện nay, lãi suất cho vay và gửi ở mức cao, xu hƣớng TGHĐ sẽ tăng. Bên cạnh đó, do ảnh hƣởng của nhập siêu trong thời gian qua cũng làm cho TGHĐ tăng, việc tích tụ lạm phát cũng góp phần cho sự vận động TGHĐ hiện nay. Tuy vậy, trong tƣơng lai sự ổn định, phát triển thị trƣờng vốn, cũng nhƣ biện pháp kiểm soát TGHĐ của Nhà nƣớc vẫn cần đƣợc chú trọng, ngăn chặn việc nhập khẩu một số mặt hàng khơng cần thiết nhƣng có tính cạnh tranh cao về giá, kể cả việc nhập lậu. Và nhất là sự phát triển, tăng trƣởng bền vững của nền KT sẽ góp phần ổn định TGHĐ phù hợp với quy luật cung cầu và sức mua thực tế của đồng tiền.
Hoạt động kinh doanh xuất nhập khẩu tăng trƣởng liên tục, thu nhập quốc dân tăng nhanh, thể hiện qua các mặt sau:
+ Cán cân thƣơng mại đƣợc cải thiện, xuất khẩu tăng nhanh hơn nhập khẩu. + Ổn định giá trị đồng nội tệ, quản lý ngoại hối và luật đầu tƣ nƣớc ngoài thơng thống hơn đã góp phần thu hút vốn đầu tƣ nƣớc ngồi tăng thu ngân sách. + Điều hành chính sách TGHĐ theo quy luật thị trƣờng thơng qua sử dụng có hiệu quả các cơng cụ tài chính tiền tệ, phát triển thị trƣờng liên ngân hàng.
+ Nhà nƣớc kiểm soát đƣợc các nguồn thu ngoại tệ chủ yếu qua ngân hàng, tăng dự trữ ngoại tệ.
+ Chế độ tỷ giá linh hoạt hơn dựa vào công cụ kinh tế là chính là một bƣớc tiến tích cực từng bƣớc đƣa kinh tế hội nhập vào khu vực và quốc tế.
So với các chế độ tỷ giá trƣớc đây thì chế độ tỷ giá hiện nay là một chuyển đổi khá căn bản về phƣơng thức điều hành, từ chế độ tỷ giá cố định sang chế độ tỷ giá linh hoạt hơn, phản ứng nhạy bén hơn với cung cầu thị trƣờng. Chế độ tỷ giá hiện nay đã làm cho thị trƣờng ngoại tệ Việt Nam sôi động hơn, mối tƣơng quan giữa cung cầu ngoại tệ thực sự quyết định mức tỷ giá, tạo nên tính ổn định của thị trƣờng, góp phần quan trọng đối với quá trình phát triển kinh tế xã hội trong tiến trình