Nguồn ADB [http://www.adb.org/data/main]
So với một số quốc gia châu Á khác như Ấn Độ, Thái Lan, Indonesia thì Việt Nam là quốc gia có tỷ lệ tổng nợ nước ngồi cao hơn trong nhiều năm gần đây bắt đầu từ năm 2006. Trong khi xu hướng nợ giảm ở các quốc gia này thì Viêt Nam lại có xu hướng ngược lại, tỷ lệ nợ lại cao gần gấp 2 lần so với năm 2000. Thực ra nếu nhìn về nợ thì tỷ lệ này khơng đáng quan ngại, tuy nhiên nếu nhìn vào mức độ nợ nước ngồi tăng nhanh, đặc biệt trong bối cảnh khủng hoảng nợ công lan rộng ở Châu Âu, cộng với nền kinh tế đang gặp khó khăn thì vấn đề này trở nên đáng quan tâm.
Hình 4.6: Nợ nước ngồi của một số quốc gia châu Á (%GDP)
Nguồn tổng hợp từ ADB [http://www.adb.org/data/main] Trong cơ cấu nợ của Việt Nam thì tỷ lệ nợ nước ngồi ngắn hạn cũng có xu hướng tăng tương tự, tỷ lệ này hiện ở mức khoảng gần 11% trong năm 2012 cao hơn rất nhiều so với mức dưới 5% trong những năm 2000 – 2005. Theo Bộ Tài chính, cơ cấu nợ của Việt Nam chủ yếu là nợ vay dài hạn với lãi suất ưu đãi, trong đó: vay ODA chiếm 75% tổng số nợ, vay ưu đãi khác 19%
và vay thương mại chỉ chiếm 7%. Phần lớn các khoản vay nước ngoài của Chính phủ là các khoản vay có thời gian dài, từ 20-40 năm, thời gian ân hạn từ 5-10 năm, lãi suất khoảng từ 0,75%-2,5%/năm. Điển hình là các khoản vay của WB có thời hạn 40 năm, trong đó có 10 năm ân hạn, mức lãi suất là 0,75%/năm; Các khoản vay của ADB có thời hạn 30 năm, 10 năm ân hạn, lãi suất 1%/năm; Các khoản vay của Nhật Bản có thời hạn 30 năm, 10 năm ân hạn và mức lãi suất khoảng từ 1 đến 2%/năm) (Ngô Thị Tuyết Mai, 2012). Nợ nước ngoài ngắn hạn cao thường tạo ra áp lực đối với điều hành chính sách tiền tệ, đặc biệt là đối với điều hành tỷ giá hối đối. Bởi vì mất giá đồng nội tệ tạo ra gánh nặng nợ quốc gia cao hơn.
Hình 4.7. Nợ nước ngồi và nợ nước ngồi ngắn hạn của Việt Nam (% GDP) Nguồn tổng hợp từ ADB [http://www.adb.org/data/main] 4.2.Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Augmented Dickey - Fuller (ADF) hoặc PP (Phillip – Perron) xem xét tính dừng của các biến đầu vào, lần lượt trong các trường hợp có chặn, có chặn và xu hướng, kết quả cho thấy biến FI
là chuỗi dừng (giá trị thống kê t của FI là -3.623738 lớn hơn giá trị tới hạn 5% -2.919952), còn các biến RER, OPEN, TOT, GEXP, FD đều không dừng ở mức ý nghĩa 5% (giá trị kiểm định nhỏ hơn giá trị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%). Tiếp tục kiểm định ADF hoặc PP cho các biến ở sai phân bậc nhất I(1) ta nhận được toàn bộ các chuỗi đều dừng ở mức ý nghĩa 5% ( giá trị thống kê t theo ADF hoặc PP lớn hơn giá trị tới hạn ở mức 5%). Vậy mơ hình sẽ được ước lượng với sai phân bậc nhất I(1) của các biến: D(RER), D(OPEN), D(TOT), D(GEXP), FI, D(FD). (Xem chi tiết ở bảng 4.3)
Bảng 4.3. Kết quả kiểm định tính dừng
Biến
Kết quả thống kê kiểm định nghiệm đơn vị Hằng số Hằng số và
xu hướng
Giá trị thống kê theo ADF hoặc PP
Giá trị tới hạn 5%
RER Khơng Khơng -0.161140 -2.919952
OPEN Khơng Có -0.992266 -2.926622
TOT Khơng Khơng -1.349895 -2.933158
GEXP Khơng Khơng 0.223925 -2.926622
FI Có Có -3.623738 -2.919952 FD Khơng Có -1.612738 -2.925169 D(RER) Có Có -8.262051 -2.921175 D(OPEN) Có Có -4.079680 -2.926622 D(TOT) Có Có -3.798941 (PP) -2.921175(PP) D(GEXP) Có Khơng -36.63340 (PP) -2.921175(PP) D(FI) Có Có -7.528844 -2.921175 D(FD) Có Không -3.039065 -2.925169
4.3.Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến trong mơ hình
Bảng 4.4. Ma trận hệ số tương quan cho các biến trong mơ hình hồi quy
DRER DRER1 DOPEN DTOT DGEXP FI DFD
DRER 1.000000 DRER1 -0.189415 1.000000 DOPEN 0.404982 -0.263508 1.000000 DTOT -0.261844 -0.295332 -0.033724 1.000000 DGEXP -0.095137 -0.068395 0.498372 0.048859 1.000000 FI -0.233532 -0.107720 -0.013859 -0.009218 0.015713 1.000000 DFD -0.144065 0.088523 -0.634380 -0.043636 -0.521147 0.010475 1.000000 Tính tốn của tác giả Cột (1) của bảng 4.4 thể hiện mối tương quan giữa tỷ giá hối đối thực và các biến độc lập trong mơ hình hồi quy. Giá trị hệ số tương quan của biến mở cửa thương mại và tỷ giá hối đoái thực xấp xỉ 0.405. Điều này cho thấy độ mở cửa thương mại có tác động cùng chiều đến tỷ giá hối đối thực. Cịn các biến độc lập cịn lại trong mơ hình: tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngồi, vay nợ nước ngồi có tác động ngược chiều lên tỷ giá hối đoái thực. Việc xác định ma trận hệ số tương quan cũng đưa ra một minh chứng cho mối quan hệ cùng chiều giữa mở cửa thương mại và tỷ giá hối đối thực sẽ phân tích sâu hơn trong các kết quả tiếp theo.
4.4. Kết quả hồi quy giữa tỷ giá hối đoái thực và mở cửa thƣơng mại
Hình 4.8: Hồi quy giữa tỷ giá hối đối thực và mở cửa thương mại Nguồn tính tốn của tác giả Hình vẽ 4.8 biểu thị hàm hồi quy đơn giản giữa tỷ giá hối đoái thực và độ mở cửa thương mại. Hình vẽ này thể hiện rõ ràng hơn mối quan hệ tuyến tính cùng chiều giữa tỷ giá hối đối thực và độ mở cửa thương mại của Việt Nam. Tuy nhiên đây chỉ là mơ hình hồi quy hai biến, đơn giản nhưng khơng thể thiếu để có thể tiến hành những ước lượng sẽ trình bày tiếp theo. Bước tiến hành này cũng hỗ trợ cho việc giải thích kết quả nghiên cứu được chặt chẽ hơn.
4.5.Kết quả ƣớc lƣợng từ mơ hình GMM
Bài nghiên cứu sử dụng kỹ thuật ước lượng Generalized Method of Moments (GMM) để ước lượng phương trình tỷ giá hối đoái thực. Với ưu điểm là GMM có thể kiểm sốt hiện tượng nội sinh của độ trễ biến phụ thuộc và hiện tượng nội sinh tiềm ẩn của các biến giải thích khác trong mơ hình
(Judson and Owen, 1999). Độ trễ của các biến độc lập (biến nội sinh) được sử dụng như là biến công cụ.
Trước hết chúng ta cần phải xác định những biến nào có thể được dùng để làm biến công cụ. Ý tưởng của việc sử dụng biến công cụ là nhằm giải quyết vấn đề tương quan giữa biến phụ thuộc Yt-1 và sai số ngẫu nhiên et bằng cách thay thế Yt-1 bằng một biến Zt gọi là biến cơng cụ có tính chất: (1) Có cộng tuyến cao với biến Yt-1 mà nó thay thế, (2) khơng tương quan với et . Tuy nhiên nếu khơng tìm được biến cơng cụ thì theo nghiên cứu của Liviatan (1963) có thể sử dụng độ trễ của các biến độc lập làm biến cơng cụ, sau đó dùng kiểm định J- sargan để xác định mức độ phù hợp của các biến công cụ cũng như đánh giá mơ hình vừa sử dụng. Điều kiện cần có để sử dụng biến cơng cụ là số biến cơng cụ phải lớn hơn hoặc bằng số biến có trong mơ hình. Tuy nhiên nghiên cứu của Liviatan gặp một hạn chế là vấn đề đa cộng tuyến giữa Xt và Xt-1 khi đưa vào hệ phương trình đồng thời có thể tương quan cao với nhau ( vì hầu hết các chuỗi thời gian kinh tế thường có độ tương quan cao giữa các giá trị nối tiếp nhau).
Bảng 4.5. Kết quả của phương trình hồi quy (1) bằng phương pháp GMM
Dependent Variable: DRER
Method: Generalized Method of Moments Date: 09/27/13 Time: 11:21
Sample (adjusted): 2000Q3 2012Q4
Included observations: 50 after adjustments Linear estimation with 1 weight update
Estimation weighting matrix: HAC (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000)
Standard errors & covariance computed using estimation weighting matrix Instrument specification: C DOPEN DRER1 DGEXP DFD FI DTOT OPEN(-1) OPEN(-2) TOT(-1) TOT(-2) FD(-1) FD(-2) FI(-1) FI(-2) GEXP(-1) GEXP(-2)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.034995 0.013531 -2.586271 0.0132 DRER1 -0.206532 0.077458 -2.666369 0.0108 DOPEN 0.094790 0.020017 4.735376 0.0000 DGEXP -0.040034 0.012082 -3.313579 0.0019 DFD 0.006317 0.014143 0.446678 0.6573 FI -0.009084 0.004245 -2.139960 0.0381 DTOT -0.967762 0.423910 -2.282941 0.0274 R-squared Adjusted R- squared 0.397762 0.313729
Mean dependent var S.D. dependent var
-0.005334 0.031591
S.E. of regression 0.026170 Sum squared resid 0.029450
Durbin-Watson
stat 1.791421 J-statistic 9.082478
Instrument rank 17 Prob(J-statistic) 0.524294
42
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng bằng phương pháp GMM cho các phương trình
Biến (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) C -0.034995 -0.006636 -0.005544 -0.004974 -0.038063 -0.005297 -0.005454 -0.037855 (-2.586271)* (-1.835069)** (-1.550616) (-1.498390) (-2.108745)* (-1.587852) (-1.550819) (-2.532006)* [0.0132] [0.0728] [0.1278] [0.1409] [0.0404] [0.1192] [0.1280] [0.0149] DOPEN 0.094790 0.070185 0.062903 0.109511 0.063542 0.100435 0.092155 0.090366 (4.735376)* (3.791969)* (3.937864)* (4.405398)* (4.091839)* (3.480738)* (4.368429)* (3.078645)* [0.0000] [0.0004] [0.0003] [0.0001] [0.0002] [0.0011] [0.0001] [0.0035] DTOT -0.967762 -0.964370 -0.971019 (-2.282941)* (-1.615971) (-1.842303)** [0.0274] [0.1129] [0.0720]
DGEXP -0.040034 -0.045615 -0.042866 (-3.313579)* (-2.970602)* (-3.564965)* [0.0019] [0.0047] [0.0009] FI -0.009084 -0.009417 -0.010043 (-2.139960)* (-1.680015)** (-2.187075)* [0.0381] [0.0997] [0.0340] DFD 0.006317 0.038778 0.027008 (0.6573) (1.871579)** (1.328720) [0.6573] [0.0676] [0.1906] DRER(1) -0.206532 -0.315341 -0.307946 0.135636 -0.195687 -0.241449 -0.208697 -0.185083 (-2.666369)* (-1.677450)** (-1.988979)* (-1.010448) (-1.274447) (-1.655760) (-2.014659)* (-1.528784) [0.0108] [0.1001] [0.0527] [0.3176] [0.2089] [0.1046] [0.0499] [0.1333]
R2 0.397762 0.117584 0.225901 0.268964 0.213244 0.140879 0.342561 0.234447 Adjusted R2 0.313729 0.080035 0.175416 0.221288 0.161934 0.084849 0.284122 0.166398
DW Statistics 1.791421 1.447520 1.654659 1.614158 1.765355 1.435856 1.694981 1.693032
Prob(J- 0.524294 0.095120 0.144259 0.146018 0.317199 0.168721 0.274464 0.291767
statistic)
Nguồn tính tốn của tác giả Chú ý: Giá trị trong dấu ngoặc đơn ngay dưới hệ số hồi quy là giá trị thống kê t. Giá trị trong dấu ngoặc vuông [ ] là giá trị p-value tương ứng. Thống kê t có ý nghĩa ở mức 5% và 10% được thể hiện lần lượt bằng * và ** . D tượng trưng cho sai phân bậc 1 của các biến. (1) biểu thị cho độ trễ của biến.
45
Kết quả về tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đối thực được trình bày ở bảng 4.6. Các cột trong bảng là kết quả của các phương trình hồi quy thực hiện theo phương pháp GMM và độ trễ của các biến độc lập tương ứng trong từng mơ hình làm biến cơng cụ. Cột (1) của bảng 4.6 là kết quả hồi quy của phương trình hồi quy ban đầu theo phương pháp GMM, trong đó tỷ giá hối đối thực là biến phụ thuộc, các biến độc lập: mở cửa thương mại, tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngồi, nợ nước ngoài và độ trễ của biến tỷ giá hối đoái thực. Cột (2) thể hiện kết quả hồi quy chỉ đơn giản bao gồm mở cửa thương mại và độ trễ của biến phụ thuộc làm biến độc lập. Cột (3) là kết quả hồi quy của phương trình hồi quy bao gồm: độ mở cửa thương mại, tỷ lệ mậu dịch và độ trễ của biến phụ thuộc làm biến độc lập. Tiếp theo các cột (4), (5) (6) lần lượt là kết quả hồi quy của phương trình bao gồm mở cửa thương mại, độ trễ của tỷ giá hối đoái thực và lần lượt với các biến chi tiêu của chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngồi, nợ nước ngồi. Cịn các cột (7), (8) xem xét tác động của lần lượt các cặp biến (tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ), (đầu tư trực tiếp nước ngồi, nợ nước ngồi) tác động lên tỷ giá hối đối thực bên cạnh mở cửa thương mại và độ trễ của biến tỷ giá hối đối thực. Với mục đích nghiên cứu tính bền vững của kết quả thu được, bài nghiên cứu đã tiến hành những thay đổi trong các biến độc lập của mơ hình gốc như đã trình bày ở trên.
Với kết quả trình bày ở cột (1), giá trị thống kê t của hệ số hồi quy độ mở cửa thương mại (4.735376 lớn hơn giá trị t0.025 là 2.012896) cho thấy tồn tại một mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa giữa mở cửa thương mại và tỷ giá hối đối thực ở Việt Nam. Cịn các biến còn lại: tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động ngược chiều lên tỷ giá hối đoái thực. Cuối cùng tác động của nợ nước ngoài lên tỷ giá hối đoái thực
khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. R2 và R2 hiệu chỉnh lần lượt là 0.397762 và 0.313729. Điều này cho thấy các biến độc lập: mở cửa thương mại, tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngoài và nợ nước ngồi giải thích khoảng 39,8% sự biến động của tỷ giá hối đối thực. Cịn lại 60,2% là phần biến động của tỷ giá hối đối thực chưa được giải thích gây ra bởi sai số hoặc các biến vĩ mơ khác có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực chưa được đưa vào mơ hình. Ngồi ra, giá trị Dubin – Watson (DW) là hợp lý và gần với giá trị 2 tức là mơ hình khơng có tự tương quan. Để kiểm định mức độ phù hợp của các biến cơng cụ trong mơ hình thì bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Sargan (Sargan Test) mà trong bảng kết quả cũng đã đưa ra,
giá trị p-value tương ứng với thống kê J tuân theo phân phối Chi bình phương là 52,4% lớn hơn rất nhiều ngay cả ở mức ý nghĩa 10%. Do đó khơng thể bác bỏ giả thuyết H0 – biến cơng cụ là phù hợp và mơ hình là phù hợp. Điều này chứng tỏ các biến cơng cụ đưa vào mơ hình hồi quy là phù hợp.
Trong cột (2) thì mơ hình hồi quy chỉ cịn hai biến độc lập là độ mở cửa thương mại và độ trễ của biến phụ thuộc, với thống kê t (3.937864) cũng cho thấy độ mở cửa thương mại có sự tác động cùng chiều đến tỷ giá hối đoái thực. Tuy nhiên trong kết quả hồi quy trình bày ở cột (2) thì R2 khá thấp (khoảng 12%). Điều này cho thấy nếu chỉ xét riêng tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đối thực thì mở cửa thương mại khơng thể giải thích được sự biến động của tỷ giá hối đoái thực nhiều mà cần phải đưa vào mơ hình hồi quy nhiều biến kinh tế vĩ mơ khác có tác động đến tỷ giá hối đoái thực.
Tương tự đối với hệ số ước lượng mở cửa thương mại ở các cột cịn lại đều có ý nghĩa thống kê đưa đến kết luận tương tự về tác động cùng chiều của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đối thực. Thêm vào đó, Giá trị Dubin –
Watson (DW) ở các cột đều là hợp lý và gần với giá trị 2 tức là mơ hình khơng có tự tương quan. Vì vậy, ước lượng tác động của độ mở cửa thương mại đến tỷ giá hối đoái thực là bền vững.
Kết quả của nghiên cứu là phù hợp với quan điểm cho rằng mở cửa thương mại làm suy yếu giá trị thực của đồng nội tệ ở các nước đang phát triển. Đó cũng chính là kết quả thu được từ một số bài nghiên cứu của các tác giả Edwards, 1993; Elbadawi, 1994; Connolly và Devereux, 1995; Hau, 2002… Đối với trường hợp của Việt Nam, đất nước có chính sách mở cửa thương mại ngày càng sâu rộng đặc biệt từ sau năm 1986 và đánh dấu bằng sự kiện Việt Nam trở thành thành viên chính thức của WTO ngày 7 tháng 11 năm 2006, thì Việt Nam đã và đang trong thời gian tiến hành lộ trình cắt giảm thuế quan theo các cam kết quốc tế. Điều này sẽ dẫn đến việc giảm giá hàng nước ngoài nhập khẩu vào trong nước tạo ra hai hiệu ứng – hiệu ứng thay thế và hiệu ứng thu nhập. Dưới tác động làm tăng cầu về nhập khẩu, dẫn đến giá hàng hóa nước ngồi tăng làm ảnh hưởng xấu đến cán cân thương mại. Kết quả làm cho tỷ giá hối đoái thực giảm. Đối với hiệu ứng thu nhập, nếu thu nhập tăng lên được chi nhiều hơn cho hàng hóa nước ngồi thì tỷ giá thực đang được đánh giá cao.Tuy nhiên, mở cửa thương mại ngày càng sâu rộng sẽ làm ảnh hưởng không nhỏ đến nền kinh tế trong nước đặc biệt là trong lĩnh vực tài chính. Kết quả này cho thấy mở cửa thương mại trở thành rào cản cho các cơ quan chính sách trong việc bình ổn giá trị thực của đồng nội tệ.
Tỷ giá hối đoái thực chịu tác động ngược chiều của tỷ lệ mậu dịch cho thấy hiệu ứng thu nhập của biến này lấn át hiệu ứng thay thế. Một sự tăng lên trong tỷ lệ mậu dịch sẽ cải thiện tài khoản vãng lai và tăng thu nhập, chi tiêu trong nước. Để duy trì cân bằng bên trong và bên ngồi, giá hàng hóa nội địa phải tăng lên hoặc tỷ giá danh nghĩa tăng.
Hệ số ước lượng của biến chi tiêu chính phủ cho thấy một mối tương