STT Tên biến biến gốcKý hiệu Ký hiệubiến sai phân
Dữ liệu bị khuyết
1 Tổng xuất khẩu EXP DEXPt-i
2 Nhóm 0: Lương thực, thực phẩm và
động vật sống N0 DN0t-i
3 Nhóm 1: Đồ uống và thuốc lá X
4 Nhóm 2: Nguyên liệu thô không dùng để ăn trừ nhiên liệu N2 DN2t-i
5
Nhóm 3: Nhiên liệu, dầu m nhờn và động vật có liên quan (nhóm này chủ
yếu gồm các mặt hàng năng lượng) X
6 Nhóm 4: Dầu m , chất béo, sáp động, thực vật X
7 Nhóm 5: Hóa chất và sản phẩm có liên quan X
8 Nhóm 6: Hàng chế biến phân loại chủ yếu theo nguyên liệu (Chủ yếu là các mặt hàng cơng nghiệp nhẹ)
N6 DN6t-i
9 Nhóm 7: Máy móc, phương tiện vận tải, phụ tùng X
10 Nhóm 8: Hàng chế biến khác (chủ yếu các mặt hàng thủ cơng nghiệp) X
11 Nhóm 9: Hàng hóa khơng thuộc các nhóm trên N9 DN9t-i
Ghi
chú: i đại diện cho bậc độ trễ của biến
* Biến độc lập: Mơ hình gồm 3 biến độc lập sau:
- Tổng sản phẩm quốc nội (Ký hiệu biến gốc: GDP, ký hiệu biến sai phân: DGDP):
Tổng sản phẩm quốc nội được sử dụng để đại diện cho nhu cầu của nước Mỹ. Trong bài nghiên cứu này, tổng sản phẩm quốc nội đã được điều chỉnh theo mùa bằng
RER = NER X CPI MỸ /CPI VN
phương pháp Census- X12. Dấu kỳ vọng của biến đại diện cho nhu cầu của Mỹ là dương do lập luận rằng khi nhu cầu của Mỹ tăng thì nhu cầu hàng hóa nhập khẩu cũng sẽ tăng theo, do đó kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam sẽ tăng.
- Tỷ giá thực song phƣơng Việt Nam và Mỹ (Ký hiệu biến gốc: RER, ký hiệu biến sai phân: DRER): Đơn vị tính của biến tỷ giá thực song phương Việt Nam và Mỹ vọng là VND/USD. Dấu kỳ vọng của biến nghiên cứu này là dương do khi tỷ giá thực song phương Việt Nam và Mỹ tăng đồng nghĩa với đồng Việt Nam mất giá, khi đó giá trị hàng hóa xuất khẩu sang Mỹ tính bằng USD sẽ giảm và kích thích nhu cầu nhập khẩu của Mỹ. Tỷ giá thực được tính theo cơng thức sau:
Trong đó:
• RER: Tỷ giá hối đối thực song phương Viêt Nam và Mỹ (VND/USD)
• NER; Tỷ giá hối đối danh nghĩa song phương Viêt Nam và Mỹ (VND/USD) • CPIMỹ, CPIVN là chỉ số giá tiêu dùng của Mỹ và Việt Nam có năm gốc là năm
2010.
- Biến động tỷ giá hối đoái (Ký hiệu biến gốc: V, ký hiệu biến sai phân: DV): có nhiều phương pháp để đo lường biến động tỷ giá hối đoái như: phần trăm thay đổi tuyệt đối của tỷ giá hối đối; phần dư của mơ hình ARIMA; trung bình trượt….Tuy nhiên trong nghiên cứu này, biến động tỷ giá hối đoái được đo lường qua mơ hình GARCH (1; 1) (Florian Verheyen, 2012).
Mơ hình GARCH (1; 1) được sử dụng để đo lường biến động tỷ giá theo công thức sau:
DNERt = β1 + β2DNERt-1 + ut (2) Vt = π3 + π4u2t-1 + vt-1 (3)
Trong đó:
• DNER là sai phân của tỷ giá danh nghĩa song phương của Việt Nam và Mỹ • V: Biến động tỷ giá danh nghĩa song phương của Việt Nam và Mỹ.
• ut là phần dư thu được từ hồi qui phương trình 2. Ký hiệu trình bày trong kết
quả là RESID
- Tất cả các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu đều được lấy logarit.
3.3.1 Kiểm định t nh dừng
Do mơ hình ARDL địi hỏi các biến phải dừng bậc 0 (I(0)) hoặc bậc 1 (I(1)) hay các biến dừng ở I(1) phải có mối quan hệ đồng liên kết. Do đó, trước khi tiến hành kiểm tra kết quả mơ hình, ta phải kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu. Một dữ liệu chuỗi thời gian được xem là dừng nếu như trung bình và phương sai của nó khơng thay đổi theo thời gian và giá trị của hiệp phương sai chỉ phụ thuộc vào khoảng cách hay độ trễ về thời gian giữa hai thời đoạn chứ không phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà hiệp phương sai được tính, nghĩa là dữ liệu của nó sẽ có xu hướng trở về mức trung bình và những giao động xung quanh mức trung bình là như nhau.
Kiểm định nghiệm đơn vị là một kiểm định quan trọng khi phân tích tính dừng của chuỗi thời gian. Trong kinh tế có rất nhiều chuỗi dừng, chuỗi tích hợp bậc I. Bằng cách sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị có thể kết luận chuỗi dừng hay khơng, việc tìm ra kiểm định nghiệm đơn vị là một trong những phát hiện quan trọng của kinh tế hoặc hiện đại những năm 80 của thế kỷ thứ 20. Do đó, trong bài nghiên cứu, tác giả sử dụng phương pháp nghiệm đơn vị (Unit Root Test) của Dickey- Fuller. Giả thuyết của kiểm định này như sau:
H0: Chuỗi dữ liệu có nghiệm hơn vị hay chuỗi dữ liệu là khơng dừng H1: Chuỗi dữ liệu khơng có nghiệm hơn vị hay chuỗi dữ liệu là dừng
Để kiểm định H0, tác giả so sánh giá trị tuyệt đối của thống kê với giá trị tra bảng DF, nếu giá trị tuyệt đối của lớn hơn giá trị tra bảng, giả thuyết H0 sẽ bị bác bỏ và
ngược lại. Tuy nhiên trong bài nghiên cứu này, tác giả sử dụng giá p- value có được từ kết quả nghiên cứu để làm cơ sở bác bỏ (chấp nhận) giả thuyết H0.
3.3.2 Kiểm định đồng liên kết
Như đã nói ở trên, mơ hình ARDL có thể được áp dụng trong trường hợp các biến dùng ở bậc I(0) và I(1). Do đó, việc kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến là điều cần thiết trước khi tiến hành chạy mơ hình hồi qui theo phương pháp OLS để xác định mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn. Mối liên hệ đồng liên kết được kiểm định qua mơ hình sau:
EXP = c + α1 ∑ EXPt-i + α2 ∑ GDPt-i + α3 ∑ Vt-i + α4 ∑
RERt-i
+ β1 EXPt-i+ β2 GDPt-i+ β3 Vt-i+ β4 RERt-i + πt (4)
Để xác định giá trị độ trễ tối ưu của các biến trong mơ hình (4) tác giả dựa vào giá trị AIC và SC thu được sau khi chạy hồi qui mơ hình (4) với giá trị độ trễ p của các biến từ 0 đến 6. Độ trễ tối ưu của các biến là độ trễ trong mơ hình có giá trị AC/ SIC là nhỏ nhất và mơ hình khơng có tương quan phần dư. Kiểm định Breusch-Godfrey được sử dụng trong nghiên cứu để kiểm tra phương trình lựa chọn khơng có tương quan phần dư. Giả thuyết của kiểm định này như sau:
H0: Phƣơng trình khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan H1: Phƣơng trình có hiện tƣợng tự tƣơng quan
Để bác bỏ hay chấp nhận H0, tác giả dựa vào giá trị p- value thu được từ kết quả ước lượng của mơ hình.
Tiếp theo, tác giả thực hiện kiểm định Wald để kiểm tra giả thuyết về sự tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mơ hình (4). Giả thuyết của kiểm định này như sau:
H1: β1 ≠ β2 ≠ β3 ≠ β4 ≠0
Để bác bỏ hay chấp nhận H0, tác giả dựa vào giá trị F- test thu được từ kiểm định Wald và so sánh với giá trị F tra từ bảng Bounds Test trong nghiên cứu của Persaran (2001). Giá trị F tra bảng tại mức 10%, 5% và 1% tương ứng các khoảng sau (2.45, 3.52), (2.68, 4.01), (3.74, 5.06). Các biến được xem là có mối quan hệ trong dài hạn khi giá trị F- test thu được nằm ngoài vùng giá trị F tra bảng.
3.3.3 Kiểm định mối quan hệ dài hạn
Mối quan hệ dài hạn giữa xuất khẩu với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ được kiểm định theo mơ hình sau:
EXP = c+ α1 ∑ EXPt-i + α2 ∑ GDPt-i + α3 ∑ Vt-i + α4 ∑
RERt-i +
β1 EXPt-i+ β2 GDPt-i+ β3 Vt-i+ β4 RERt-i + πt (5)
Trong đó j, k, m, n lần lượt là độ trễ độ trễ của các biến xuất khẩu thực, GDP, biến động tỷ giá và tỷ giá hối đối thực. Khác với phương trình (4), ở phương trình (5) độ trễ của các biến không nhất thiết là giống nhau và không nhất thiết xuất phát từ độ trễ là 0. Giá trị j, k, m, n được tác giả lựa chọn bằng cách hồi qui phương trình (5) bằng phương pháp OLS với giá trị j, k, m, n thay đổi lần lượt từ 0 đến 6 và chọn phương trình tối ưu theo giá trị AIC/ SC gần với giá trị AIC/ SC thu được từ kiểm định đồng liên kết và không vi phạm các giả định về tự tương quan, phương sai thay đổi và các biến có mối quan hệ trong dài hạn.
Để đảm bảo mô hình là tối ưu nhất, tác giả thực hiện lại kiểm định Breusch- Godfrey và Wald đối với phương trình được chọn và kiểm định tính ổn định của mơ hình bằng kiểm định CUSUM và CUSUMQ. Đồng thời tác giả cũng thực hiện kiểm định White để tránh phương trình được chọn có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Giả thuyết của kiểm định White như sau:
H1: Phƣơng trình có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi
Để bác bỏ hay chấp nhận H0, tác giả dựa vào giá trị p- value thu được từ kết quả của kiểm định White.
Sau khi xác định phương trình tối ưu, tác giả xác định hệ số tương quan dài hạn của các biến theo cơng thức sau:
• Hệ số tương quan dài hạn giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá =-
• Hệ số tương quan dài hạn giữa xuất khẩu và tỷ giá hối đoái thực =-
• Hệ số tương quan dài hạn giữa xuất khẩu và GDP =-
Hệ số tương quan dài hạn có ý nghĩa là hệ số có giá trị p- value nhỏ hơn hoặc bằng 10%
3.3.4 Kiểm định mối quan hệ ngắn hạn
Để kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn, tác giá tiến hành hồi qui OLS phương trình sau:
EXP = c+ α1 ∑ EXPt-i + α2 ∑ GDPt-i + α3 ∑ Vt-i + α4 ∑
RERt-i +
ECMt-1 + πt (6) Trong đó:
• j, k, m, n là độ trễ của các biến trong phương trình (5)
• ECM là hệ số điều chỉnh ngắn hạn thu được từ phương trình dài hạn tối ưu đã được lựa chọn ở trên. Giá trị ECM trong mơ hình (5) được xác định dựa trên phương trình dài hạn tối ưu đã được lựa chọn theo công thức sau:
Hệ số tương quan của ECM cho phép chúng ta ước lượng mối quan hệ trong ngắn hạn giữa xuất khẩu với các biến: biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ. Dấu kỳ vọng của ECM trong phương trình (6) là dấu âm.
CHƢƠNG 4
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 ƢỚC LƢỢNG BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ QUA MƠ HÌNH GARCH (1; 1)
Trước khi tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu, biến động tỷ giá được xác định qua mơ hình GARCH (1; 1). Kết quả mơ hình GARCH (1; 1) như sau:
V = 974.8471 + 0.630368 RESID(-1)^2 + 0.583286 v(-1)
(0.1240) (0.0001) (0.0000)
Kết quả mơ hình GARCH (1; 1) cho thấy các hệ số của RESID (-1) ^2 và v(-1) đều dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số ước lượng π2 = 0.583286 cho biết 58.32% biến động của tỷ giá hối đoái ở thời điểm t sẽ tác động lên sự biến động tỷ giá ở thời điểm t +1. Hệ số ước lượng π1 = 0.630368 cho biết khi tỷ giá hối đoái tăng sẽ tác động 63.03% lên sự biến động tỷ giá hối đoái ở thời điểm t + 1. Đồ thị biến động tỷ giá thu được từ kết quả mơ hình được thể hiện ở bảng sau:
Hình 4.1: Biến động tỷ giá hối đối đo lƣờng từ mơ hình GARCH (1; 1)
V 700,000 600,000 500,000 400,000 300,000 200,000 100,000 0 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014
Hình 4.1 cho thấy biến động tỷ giá được chia ra thành 3 giai đoạn:
• Giai đoạn quý 1/1996 đến quý quý 1/2002: Biến động tỷ giá tăng dần từ quý 1
năm 1997 đến quý 4 năm 1998 nguyên nhân là do trong giai đoạn này có sự điều chỉnh biên độ dao động tỷ giá của ngân hàng nhà nước, cụ thể biến độ dao động là 1% giai đoạn tháng 11/1996 đến tháng 1/1997; 5% từ tháng 2/1997 đến 9/1997; 10% từ tháng 10/1997 và giảm xuống 7% vào năm 1998. Từ năm 1999 – 2002 biến độ dao động tỷ giá tại các ngân hàng thương mại giảm xuống không quá 1% nên làm cho biến động tỷ giá trong giai đoạn này giảm so với giai đoạn trước đó.
• Giai đoạn q 2/2002 đến quý 3/2007: biến động tỷ giá giữa các kỳ là tương đương nhau. Nguyên nhân là do trong giai đoạn này, cục dữ trữ liên bang Mỹ tăng lãi suất dự trữ liên tục nên đã rút ngắn chênh lêch lãi suất USD và VND, góp phần ổn định tỷ giá VND/USD. Mặt khác, từ 1/7/2002 – 31/12/2006 ngân hàng nhà nước qui định biên độ biến động tỷ giá không vượt quá 0.25%. Sang năm 2007, đường biến động tỷ giá trên hình 4.1 cao hơn so với giai đoạn trước đó, ngun nhân là do biến độ dao động được nới lỏng lên 0.5%.
• Giai đoạn quý 4/2007 đến quý 2/2014: giai đoạn này được xem là giai đoạn có
nhiều sự thay đổi nhất của biến động tỷ giá và cũng là giai đoạn ngân hàng nhà nước phải liên tục thay đổi qui định về mức độ biến động của tỷ giá. Tỷ giá hối đối có nhiều biến động và có xu hướng tăng dần từ quý 4/2007 đến quý 2/2010. Nguyên nhân do năm 2008, lạm phát Việt Nam ở mức 2 con số, do lo sợ về việc mất giá nên người dân có tâm lý dữ trữ vàng và USD, tín dụng ngoại tệ tăng để tránh sự gia tăng của lãi suất và mất giá của VNĐ. Chính điều này đã làm cho VND bị giảm giá mạnh và biến động tỷ giá ngày càng lớn. Để tranh tình trạng bất ổn trên thị trường ngoại hối, cuối năm 2009 ngân hàng nhà nước thực hiện hàng loạt các biện pháp hành chính nhằm tăng cung và giảm cầu ngoại tệ. Các biện pháp này đã mang lại hiệu quả, biến động tỷ giá bắt đầu giảm dần. Đến quý
2 năm 2010, nhu cầu ngoại tệ tăng mạnh trong khi cung ngoại tệ lại giảm đã khiến tỷ giá biến động mạnh. Tình hình này vẫn diễn ra cho đến năm 2011, với mục tiêu ổn định nền kinh tế và kiềm chế lạm phát, các biện pháp hành chính khác nhau được thực hiện và tỷ giá VNĐ đã dần ổn định và từ đầu năm 2012 đến năm 2013, tỷ giá liên ngân hàng ổn định ở mức 20,828 VND/USD và điều chỉnh lên 21,036 từ tháng 6 năm 2013 cho đến nay.
4.2 KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC BIẾN
Trước khi tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá bằng phương pháp kiểm định giới hạn ARDL, tác giả tiến hành kiểm định tính dừng của các biến. Kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháp Unit Root Test được thể hiện trong bảng sau: