F-statistic CUSUM
test
Việt Nam (4.2.2.a) 6.8 stable 1.333 0.273 1.088
ARDL(3;4;4;0;4;0) (0.2853) (0.763) (0.410)
Việt Nam (4.2.2.b) 4.67 stable 4.1161 1.2813 0.7470
ARDL(0;0;4;4;4;1) (0.1277) (0.2929) (0.7449)
Indonesia (4.2.3.a) 7.85 stable 1.6542 0.4657 0.5895
ARDL(1;0;3;3;0;2) (01849) (0.6316) (08635)
Indonesia (4.2.3.b) 7.13 stable 0.5109 0.5889 1.3645
ARDL(1;0;3;3;2;3) (0.7281) (0.561) (0.2138)
kiểm định tự tƣơng quan của các biến trong mơ hình > 0.05
kết luận mơ hình khơng có tự tƣơng quan.
kiểm định Ramsey test kiểm định sự phù hợp của dạng hàm
> 0.05 kết luận dạng hàm phù hợp.
kiểm định phƣơng sai thay đổi của mơ hình > 0.05 kết luận mơ hình khơng có phƣơng sai thay đổi.
Biểu đồ 4.2.1.a: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mơ hình ARDL (3;4;4;0;4;0)(Việt Nam) 20 15 10 5 0 -5 -10 -15 -20 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13
CUS UM 5% S ignific anc e
1. 4 1. 2 1. 0 0. 8 0. 6 0. 4 0. 2 0. 0 -0. 2 -0. 4 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13
CUS UM of S quares 5% S ignific anc e
Biểu đồ 4.2.1.b: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mơ hình ARDL (1;0;3;3;0;2) (Indonesia) 20 10 0 -10 -20 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13
CUS UM 5% S ignific anc e
1. 4 1. 2 1. 0 0. 8 0. 6 0. 4 0. 2 0. 0 -0. 2 -0. 4 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13
CUS UM of S quares 5% S ignific anc e
Biểu đồ 4.2.1.c: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mơ hình ARDL (0;0;4;4;4;1)(Việt Nam) 16 12 8 4 0 -4 -8 -12 -16 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
CUS UM 5% Signific anc e
1. 4 1. 2 1. 0 0. 8 0. 6 0. 4 0. 2 0. 0 -0. 2 -0. 4 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
CUS UM of S quares 5% S ignific anc e
Biểu đồ 4.2.1.d: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mơ hình ARDL (1;0;3;3;2;3) (Indonesia) 20 15 10 5 0 -5 -10 -15 -20 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 1. 4
CUS UM 5% S ignific anc e
1. 2 1. 0 0. 8 0. 6 0. 4 0. 2 0. 0 -0. 2 -0. 4 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
CUS UM of S quares 5% S ignific anc e
Kiểm định CUSUM và CUSUMQ cho thấy tính vững của mơ hình kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ của các biến sau khi chuyển đổi đƣợc thể theo biểu đồ 4.2.1.a, biểu đồ 4.2.1.b, biểu đồ 4.2.1.c, và biểu đồ 4.2.1.d. Kết quả cho thấy tất cả các đƣờng CUSUM và CUSUMQ đều nằm giữa hai biên giới hạn mức ý nghĩa 5%.
Từ kết quả trên cho thấy mơ hình nghiên cứu là vững, phù hợp và ổn định trong giai đoạn nghiên cứu.
4.2.2 Kết quả hồi quy Việt Nam
Sau khi kết luận các biến có mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến trong dài hạn và mơ hình nghiên cứu là vững và phù hợp thì tác giả tiến hành ƣớc lƣợng mối quan hệ giữa các biến sau khi chuyển đổi và ƣớc lƣợng mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái trƣớc khi chuyển đổi và các biến độc lập sau khi chuyển đổi. Kết quả ƣớc lƣợng đƣợc trình bày trong bảng 4.2.2.a và bảng 4.2.2.b
Bảng 4.2.2.a: Kết quả ước lượng các biến sau khi chuyển đổi (Việt Nam)
Source | SS df MS Number of obs = 56 -------------+------------------------------ F( 5, 50) = 238.60 Model | 53.7474124 5 10.7494825 Prob > F = 0.0000 Residual | 2.25258787 50 .045051757 R-squared = 0.9598 -------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.9558 Total |
56.0000003 55 1.01818182 Root MSE = .21225
------------------------------------------------------------------------------
reera | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- proda | .8195932 .10559 7.76 0.000 .6075095 1.03167 tota | 1.00031 .2485526 4.02 0.000 .5010775 1.49954 opena | 1.051037 .0580769 18.10 0.000 .9343857 1.16768 gexpa | 1.207264 .1251592 9.65 0.000 .9558748 1.45865 nfaa | 1.22634 .2309819 5.31 0.000 .7623987 1.6902 _cons | 5.22e-09 .0283636 0.00 1.000 -.05697 .05697 ------------------------------------------------------------------------------
Từ kết quả ƣớc lƣợng ta có đƣợc phƣơng trình thể hiện mối quan hệ và các biến , , , , đƣợc thể bằng phƣơng trình (4.2.2.a)
= 0.8196 + 1.0003 + 1.051 + 1.2073 + 1.2263
(4.2.2.a)
Bảng 4.2.2.b: Kết quả ước lượng reer và các biến sau khi chuyển đổi (Việt Nam)
Source | SS df MS Number of obs = 56
-------------+------------------------------ F( 5, 50) = 41.79
Model | 5.79874913 5 1.15974983 Prob > F = 0.0000
Residual | 1.38772699 50 .02775454 R-squared = 0.8069
-------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.7876
Total | 7.18647612 55 .130663202 Root MSE = .1666
------------------------------------------------------------------------------
reer | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
-------------+---------------------------------------------------------------- proda | .2801908 .082877 3.38 0.001 .1137276 .4466541 tota | .4946203 .1950875 2.54 0.014 .1027755 .8864651 opena | .2536009 .0455842 5.56 0.000 .1620423 .3451595 gexpa | .3811147 .0982367 3.88 0.000 .1838004 .5784289 nfaa | .8892051 .1812964 4.90 0.000 .5250606 1.25335 _cons | -7.430824 .0222625 -333.78 0.000 -7.475539 -7.386108 ------------------------------------------------------------------------------
Từ kết quả ƣớc lƣợng ta có đƣợc phƣơng trình thể hiện mối quan hệ reer và các biến , , , , đƣợc thể bằng phƣơng trình (4.2.2.b)
reer = 0.2801 + 0.4946 + 0.2536 + 0.3811
+ 0.8892 - 7.431 (4.2.2.b)
Dựa vào kết quả phƣơng trình (4.2.2.a) ta có thể thấy rằng tất cả các biến ACE-chuyển đổi rất có ý nghĩa và có tác động tích cực đối với tỷ giá hối đoái thực hiệu lực chuyển đổi . Tƣơng tự nhƣ vậy, trong phƣơng trình (4.2.2.b) các hệ số của các biến chuyển đổi cũng tác động tích cực lên biến tỷ giá hối đoái thực hiệu lực gốc reer. Tuy nhiên,có sự khác biệt về độ lớn các hệ số ở trong hai phƣơng trình. Ta thấy trong phƣơng trình. (4.2.2.b) gexp chuyển đổi trở nên khơng đáng kể điều đó cho thấy rằng phƣơng trình (4.2.2.b) khơng nắm bắt đƣợc toàn bộ mối quan hệ giữa reer và các yếu tố kinh tế cơ bản giống trong phƣơng trình. (4.2.2.a). Chính vì vậy phƣơng trình (4.2.2.b) chỉ có thể phục vụ nhƣ là một
chuẩn mực thô để phân tích thêm. Trong cả hai phƣơng trình (4.2.2.a) và (4.2.2.b) hệ số đều lớn hơn nhiều so với các hệ số khác, chỉ ra rằng về mặt tài sản nƣớc ngồi rịng có thể tác động đến tỷ giá thực hiệu lực tích cực hơn so với các yếu tố kinh tế cơ bản khác.
Kết hợp với biểu đồ phân tán 4.1.2.a ta thấy chỉ có biến prod và tot có tác động đồng biến lên reer; NFA có tác động nghịch biến lên reer trong hầu hết chuỗi thời gian cịn các biến cịn lại biểu đồ phân tán khơng cho thấy rõ đƣợc mối quan hệ giữa các biến với biến reer.
4.2.3 Kết quả hồi quy Indonesia
Bảng 4.2.3.a: Kết quả ước lượng các biến sau khi chuyển đổi (Indonesia)
Source | SS df MS Number of obs = 56 -------------+------------------------------ F( 5, 50) = 45.81 Model | 45.9667655 5 9.1933531 Prob > F = 0.0000 Residual | 10.0332347 50 .200664695 R-squared = 0.8208 -------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.8029 Total | 56.0000002 55 1.01818182 Root MSE = .44796 ------------------------------------------------------------------------------
reera | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- proda | 1.103304 .1271928 8.67 0.000 .8478296 1.358778 tota | 1.461713 .3164658 4.62 0.000 .8260727 2.097353 opena | 1.053543 .2835408 3.72 0.001 .4840342 1.623051 gexpa | 1.294069 .6746117 1.92 0.061 -.0609284 2.649066 nfaa | 1.198358 .1760061 6.81 0.000 .8448391 1.551877 _cons | 5.30e-09 .0598607 0.00 1.000 -.1202337 .1202337 ------------------------------------------------------------------------------
Từ kết quả ƣớc lƣợng ta có đƣợc phƣơng trình thể hiện mối quan hệ và các biến , , , , đƣợc thể bằng phƣơng trình (4.2.3.a)
= 1.1033 + 1.4617 + 1.0535 + 1.2941
Bảng 4.2.3.b: Kết quả ước lượng reer và các biến sau khi chuyển đổi (Indonesia)
Source | SS df MS Number of obs = 56 -------------+------------------------------ F( 5, 50) = 42.17 Model | .904290081 5 .180858016 Prob > F = 0.0000 Residual | .214415663 50 .004288313 R-squared = 0.8083 -------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.7892 Total | 1.11870574 55 .020340104 Root MSE = .06549 ------------------------------------------------------------------------------
reer | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- proda | .1633063 .0185939 8.78 0.000 .1259593 . tota | .221177 .0462631 4.78 0.000 .1282549 . opena | .123294 .0414499 2.97 0.005 .0400395 . gexpa | .1741794 .0986192 1.77 0.083 -.0239032 . nfaa | .1794313 .0257298 6.97 0.000 .1277516 . _cons | -6.616621 .0087508 -756.11 0.000 -6.634198 -6.599045 ------------------------------------------------------------------------------
Từ kết quả ƣớc lƣợng ta có đƣợc phƣơng trình thể hiện mối quan hệ reer và các biến , , , , đƣợc thể bằng phƣơng trình (4.2.3.b): reer = 0.1633 + 0.2212 + 0.1233 + 0.1742
+ 0.1794 – 6.166 (4.2.3.b)
Khác với trƣờng hợp ở Việt Nam khi nhìn vào hai phƣơng trình (4.2.3.a) và (4.2.3.b) tác giả thấy rằng trong cả hai phƣơng trình hệ số của biến đều lớn hơn các hệ số khác, điều này cho thấy tỷ lệ mậu dịch có tác động tích cực nhất đến biến tỷ giá thực hiệu lực so với các yếu tố kinh tế cơ bản khác.
Kết hợp với biểu đồ phân tán 4.1.2.b ta thấy chỉ có biến prod và gexp có
tác động đồng biến lên reer; NFA và open có tác động nghịch biến lên reer trong hầu hết chuỗi thời gian cịn biến tot biểu đồ phân tán khơng cho thấy rõ đƣợc mối quan hệ với biến reer.
4.4 Hệ số co giãn
Bởi vì thuật tốn ACE và biểu đồ phân tán không thể cho ta biết đƣợc chính xác tác động của các biến gốc ban đầu nên tác giả tiến hành tính hệ số co giãn của reer so với các biến để làm nền tảng so sánh tác động của các biến. Phƣơng trình đồng liên kết đƣợc viết lại nhƣ sau
f ( = ( ) + ( ) + ( ) + ( ) + ( ) Trong đó: : là hệ số (i=1,2,3,4,5)
Việc tính tốn hệ số co giãn đƣợc thực hiên theo hƣớng dẫn của (Xiaolei Tang, Jizhong Zhou) nhƣ sau:
Trƣớc khi tính hệ số co giãn tác giả lấy phân vị 12 của biến cần nghiên cứu, tác giả lấy 11 phân vị đầu tiên . Giả mức phân vị tác giả tìm đƣợc là . Sắp xếp biến nghiên cứu theo giá trị từ nhỏ đến lớn < , i = 1,2,3,…,56. Tác giả tìm nằm giữa hai quan sát nào trong mẫu biến nghiên cứu giả sử hai quan sát tác giả tìm đƣợc là ( ; ). Tiếp đó tác giả hồi quy biến chuyển đổi nghiên cứu