4.1. Kiểm định bậc liên kết
Trước hết, tác giả thực hiện xác định bậc liên kết của chuỗi biến trong mơ hình thơng qua kiểm định nghiệm đơn vị. Nếu chuỗi dừng ở sai phân bậc d, kết luận đưa ra là biến liên kết bậc d, ký hiệu I(d)
(Elder, 2001) đề nghị một chiến lược kiểm định tính dừng tổng quát đối với các thành phần xác định của chuỗi thời gian. Dựa trên đề xuất của Elder, tác giả đề xuất chiến lược kiểm định gồm 2 bước. Trước hết mơ hình khơng có tham số chặn khơng được xem xét do không phù hợp với các chuỗi thời gian trong mơ hình. Tác giả bắt đầu với một kiểm định bao gồm tham số chặn và xu hướng. Nếu nghiệm đơn vị bị bác bỏ, kiểm định dừng lại. Nếu nghiệm đơn vị không bị bác bỏ, kiểm định tiếp theo với mơ hình có tham số chặn. Nếu nghiệm đơn vị tiếp tục được khẳng định, chuỗi biến được xác định là không dừng.
Kết quả kiểm định được xác định ở mức ý nghĩa 5%, với độ trễ theo tiêu chuẩn AIC. Kết quả kiểm định như sau (chi tiết xem phụ lục 3):
Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi thời gian gốc và sai phân bậc 1 (Tiêu chuẩn AIC, độ trễ tối đa 10)
Chuỗi
Chuỗi gốc Sai phân bậc 1
Có xu hướng Khơng có xu hướng Có xu hướng Khơng có xu hướng LREER -2.1493 -1.7293 -5.6172*** -5.5248*** LBSE -3.1122 -0.9495 -7.6875*** -7.6969*** LTOT -2.3603 -2.5561 -4.9784*** -4.8834*** LGOVEX -1.1368 -1.8819 -4.2126*** -4.6608*** LOPEN -2.6139 -1.9170 -3.2072* -3.1785** LFR -2.0255 -2.3537 -8.2411*** -3.1638**
Ghi chú: *, **, *** thể hiện bác bỏ giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Nguồn: Eviews
Các kết quả đều xác nhận các biến không dừng ở bậc 0 và dừng ở bậc 1 ở mức ý nghĩa 5%, ngoại trừ kết quả của sai phân bậc 1 của LOPEN chỉ bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 10%. Để xác nhận bậc liên kết của LOPEN, tác giả thực hiện kiểm định nghiệm
đơn vị của Phillips-Perron21, với giả thiết H0: có nghiệm đơn vị. Kết quả kiểm định cho thấy LOPEN dừng ở mức ý nghĩa 1% (Chi tiết xem phụ lục 4). Như vậy, tất cả các biến đều liên kết bậc 1. Tiếp theo, tác giả thực hiện thủ tục phân tích của Johansen để kiểm định mối quan hệ đồng liên kết trong mơ hình.
4.2. Phân tích đồng liên kết
Phân tích của Johansen địi hỏi phải xác định trước độ trễ phù hợp đảm bảo các sai số nhiễu trắng. Theo (Ting, 2009) các phần dư thu được từ phương trình VAR phải đáp ứng các tiêu chuẩn Gauss (khơng có tự tương quan, sai số khơng đổi và tuân theo phân phối chuẩn). Tác giả sẽ sử dụng các tiêu chuẩn lựa chọn trễ được cung cấp bởi phần mềm Eviews bao gồm LR (modified likelihood ratio), FPE (Final Prediction Error), AIC (Akaike Information Criterion), SC (Schwarz Info Criterion) và HQ (Hannan-Quinn Criterion). Bước kiểm định bắt đầu với một độ trễ ban đầu được đề xuất và sau đó thực hiện các kiểm định chẩn đốn có liên quan để chọn ra giá trị trễ tối ưu. Kết quả cho thấy tiêu chuẩn LR, FPE, AIC lựa chọn độ trễ 5 trong khi SC và HQ chọn độ trễ 1. (Ting, 2009) cho rằng tiêu chuẩn HQ và SC phù hợp nhất với các mẫu lớn, từ 60 đến trên 120 quan sát, trong khi bài nghiên cứu này chỉ có 59 quan sát. Vì vậy, vậy, tác giả sẽ lựa chọn độ trễ 5 và xem xét thêm độ trễ 4 để đảm bảo không mất bậc tự do.
Bảng 4.2: Kết quả xác định độ trễ theo các tiêu chuẩn thông tin
Độ trễ LR FPE AIC SC HQ 1 NA 3.03e-17 -21.01224 -19.68625* -20.50086* 2 63.64838 2.63e-17 -21.19434 -18.54237 -20.17158 3 60.67415 2.07e-17 -21.54640 -17.56844 -20.01226 4 55.34709 1.58e-17 -22.05797 -16.75402 -20.01245 5 54.76049* 9.61e-18* -23.00633* -16.37638 -20.44942
Ghi chú: (*) độ trễ được lựa chọn
Nguồn: Eviews
Sau đó, độ trễ tối ưu sẽ được chọn ra khi vượt qua tất cả các kiểm định chẩn đoán bao gồm: kiểm định tự tương quan Breusch-Godfrey, kiểm định phân phối chuẩn Jarque-Bera, kiểm định phương sai thay đổi của White.
Kiểm định tự tương quan Breusch-Godfrey bao gồm việc chạy một hồi quy phụ phần dư dựa trên thủ tục OLS theo các giá trị trễ của nó (p) và tất cả các biến giải thích trong mơ hình. Dưới giả thiết khơng: khơng tồn tại tự tương quan, giá trị của(n
– p)R2 tuân theo phân phối chi bình phương với bậc tự do p. Nếu giá trị này vượt quá giá trị tới hạn, ta kết luận rằng tồn tại tự tương quan bậc p. (Hoàng Ngọc Nhậm, 2007) cho rằng kiểm định Breusch-Godfrey có ưu điểm là phù hợp với mẫu lớn và dễ dàng kiểm định với nhiều bậc tự tương quan. Nếu phần dư vẫn cịn tự tương quan, mơ hình sẽ được kiểm định với bậc trễ tiếp theo cho đến khi hoàn toàn khơng cịn tự tương quan.
Để kiểm định phân phổi chuẩn của phần dư, tác giả dựa trên kiểm định của Jarque-Bera22. Thống kê kiểm định Jarque-Bera (JB) tính tốn dựa trên các đặc trưng của phân phối chuẩn bao gồm tham số độ nhọn và hệ số bất đối xứng. Trị JB tuân theo phân phối chi bình phương bậc tự do 2.
Với giả thiết H0: phần dư có phân phối chuẩn, nếu trị thống kê JB lớn hơn giá trị tới hạn, ta bác bỏ giả thiết H0.
Kiểm định phương sai thay đổi của White dựa trên một mơ hình hồi quy phần dư theo các biến độc lập tuyến tính và phi tuyến. (Hồng Ngọc Nhậm, 2007) lưu ý rằng có thể hồi quy phần dư theo các biến độc lập với số mũ bất kỳ nhưng nhất thiết phải có hệ số góc. Từ mơ hình, ta thu được hệ số xác định R2. Ta có giá trị thống kê nR2 tuân theo phân phối chi bình phương với bậc tự do là số hệ số của phương trình hồi quy phần dư (không kể hệ số chặn). Với giả thiết H0: phương sai của sai số không thay đổi, nếu nR2 lớn hơn giá trị tới hạn, ta bác bỏ giả thiết H0, phương sai của phần dư thay đổi.
22 Chi tiết kiểm định White và kiểm định Jarque-Bera xem (Hoàng Ngọc Nhậm, 2007, trang 166-167 và trang 233-234)
Theo (Ramanathan, 2002) kiểm định White là một kiểm định tổng quát về tính thuần nhất của phương sai và khơng địi hỏi phần dư phải có phân phối chuẩn. Nếu giá trị trễ vượt qua tất cả các kiểm định chẩn đoán đối với phần dư, tác giả sẽ chọn giá trị trễ là giá trị tối ưu cho mơ hình.
Các kiểm định được kết luận ở mức ý nghĩa 5%. (chi tiết xem phụ lục 5)
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định chẩn đốn mơ hình VAR với đội trễ 4 và 5
Kiểm định chẩn đốn Giả thiết khơng Độ trễ 4 Độ trễ 5 Trị thống kê P-value Trị thống kê P- value Breusch- Godfrey Khơng có tự tương quan Bậc 1 57.9484 0.0116 31.3061 0.6913 Bậc 2 40.71858 0.2705 38.5053 0.3568 Jarque- Bera Có phân phối chuẩn 21.8488 0.0392 20.36579 0.0605
White Phương sai
không đổi 25.5719 0.3752 23.6796 0.7863
Nguồn: Eviews
Kiểm định White là một kiểm định khơng có tích chéo, do hạn chế về số lượng bậc tự do nên được được kiểm định theo phương trình riêng của LREER, các kiểm định cịn lại thực hiện trên hệ VAR. Kết quả cho thấy, độ trễ 4 vẫn còn tương quan chuỗi ở bậc 1, trong khi độ trễ 5 thì khơng. Các kiểm định về phân phối chuẩn và kiểm định White cũng có nghĩa ở mức 5%.
Tiếp theo, tác giả tiến hành kiểm định nhân quả Granger để kiểm định tính nhân quả giữa các biến trong mơ hình. Các biến khơng có ảnh hưởng nhân quả Granger lên biến phụ thuộc sẽ bị loại khỏi mơ hình23. Kết quả cho thấy ở mức ý nghĩa 5% LREER chịu ảnh hưởng của tất cả các biến trong mơ hình, trong khi LREER có ảnh hưởng ngược lại lên LTOT, LBSE. Mặt khác, LOPEN có ảnh hưởng lên LFR, trong khi LFR lại có tác động lên LGOVEX (chi tiết xem phụ lục 6). Về lý thuyết, ảnh hưởng của dự trữ ngoại hối lên chi tiêu chính phủ là tác động gián tiếp bắt nguồn từ
những thay đổi của tài khoản vãng lai. Tuy nhiên, nghiên cứu của (Nguyễn Thiên Kim, 2013) về ảnh hưởng qua lại giữa NSNN và cán cân thương mại đã xác nhận ảnh hưởng mạnh của ngân sách lên thâm hút thương mại trong ngắn hạn nhưng khơng tìm thấy ảnh hưởng ngược lại.
Với kết quả độ trễ 5 và nhân quả Granger được xác nhận, tác giả thực hiện phân tích đồng liên kết theo Johansen. Như đã trình bày, mơ hình VECM tương đương với mơ hình VAR với bậc trễ thấp hơn 1. Vì vậy tác giả sẽ sử dụng trễ 4 trong phần tích đồng liên kết. Chiến lược kiểm định kết hợp giả thiết về số lượng véc tơ đồng liên kết và dạng của mơ hình (quy tắc Pantula). (xem chi tiết phụ lục 7)
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen
Mơ hình 2 3 4
Xu hướng Khơng Tuyến tính Tuyến tính
Loại kiểm định Có hệ số chặn Có hệ số chặn Có hệ số chặn
Khơng có xu hướng Khơng có xu hướng Có xu hướng Số lượng véc tơ
đồng liên kết (kiểm định vết)
4 2 3
Nguồn: Eviews
Kết quả kiểm định cho thấy giả thiết H0 không bị bác bỏ lần đầu tiên ở mơ hình 3 và 2 véc tơ. Bảng 4.4 trình bày kết quả ước lượng trị thống kê kiểm định eigenvalue và kiểm định vết theo mơ hình 3 ở mức ý nghĩa 5%. Cả hai kiểm định đều cùng kết luận mơ hình có 2 véc tơ đồng liên kết. Dựa trên các kết quả này, tác giả kết luận mơ hình 3 và 2 véc tơ đồng liên kết là phù hợp.
Bảng 4.5: Trị thống kê Johansen với mơ hình 3
Giả thiết khơng
Kiểm định vết Kiểm định Max-eigenvalue
Giá trị
kiểm định Giá trị tới hạn (5%) P-value kiểm địnhGiá trị Giá trị tới hạn (5%) P-value
Nhiều nhất 0 véc tơ
Nhiều nhất 1 véc tơ 86.9125 69.8188 0.0012 41.83209 33.87687 0.0046 Nhiều nhất 2 véc tơ 45.0804 47.8561 0.0891 21.21258 27.58434 0.2636 Nguồn: Eviews
Như vậy, qua kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy tất cả các chuỗi biến đều liên kết bậc 1, đồng thời kiểm định Johansen cho thấy có 2 véc tơ đồng liên kết ở mức ý nghĩa 5%. Tiếp theo tác giả tiến hành chạy mơ hình VECM bằng phần mềm Eviews. Kết quả ước lượng phương trình đồng liên kết dài hạn như sau (chi tiết xem phụ lục 8):
LREER= -1.7757 - 0.2400LFR - 2.8199LOPEN + 2.8558LBSE - 3.4323LGOVEX
(0.07619) (0.23127) (0.31868) (0.62188)
[ 3.14998] [ 12.1933] [-8.96167] [ 5.51920]
Phương trình thể hiện ảnh hưởng cân bằng dài hạn của các nhân tố kinh tế lên tỷ giá cân bằng. Các số trong ngoặc đơn và ngoặc vuông lần lượt thể hiện độ lệch chuẩn và trị thống kê t của tham số. Tương tự (Hạ Thị Thiều Dao, 2012), phương trình cho thấy LTOT khơng có ảnh hưởng dài hạn lên mơ hình, trong khi các biến cịn lại có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Về dấu của các biến, LOPEN và LGOVEX có tác động ngược chiều với LREER, trong khi LBSE có tác động cùng chiều với LREER, phù hợp với dự đoán của lý thuyết.
Trong khi đó, kết quả từ LFR lại có ảnh hưởng ngược chiều lên LREER dù mức độ không lớn (khoảng 0.24%), không phù hợp với lý thuyết. Như đã trình bày, kết quả từ sự mở rộng dự trữ ngoại hối có thể khơng phù hợp với lý thuyết do ảnh hưởng từ cơ chế tỷ giá cố định của NHNN. Mặt khác, cơ chế quản lý ngoại hối kiểm sốt chặt dịng vốn ra/vào cũng bóp méo chiều hướng tác động của dự trữ ngoại hối. Kết quả này cũng tương tự với nghiên cứu của (Nguyễn Thị Thu Hằng, 2013). Mặt khác, như đã trình bày ảnh hưởng mở rộng dòng vốn FDI trong năm 2008 lại làm tăng lạm phát và gây sức ép giảm giá lên VNĐ, do nguồn cung tiền từ can thiệp của NHNN
không hiệu quả. Từ những bằng chứng trên, tác giả quyết định giữ lại biến dự trữ ngoại hối như là một phần của mơ hình.
Về mức độ tác động, biến chi tiêu chính phủ có tác động mạnh nhất lên tỷ giá, với mỗi 1% mở rộng trong mức độ chi tiêu công làm đồng nội tệ mất giá thực khoảng 3.43%. Kết quả này cũng phù hợp với phát hiện của (Nguyễn Thiên Kim, 2013) về ảnh hưởng mạnh của NSNN lên cán cân vãng lai trong ngắn hạn. Do chi tiêu chính phủ là một hàm của NSNN, (Nguyễn Thiên Kim, 2013) cho rằng sự mở rộng ngân sách (do giảm đầu tư) 1% làm cán cân vãng lai tăng khoảng 1.13%.
Mặt khác, mức độ ảnh hưởng của hiệu ứng Balassa-Samuelson và độ mở nền kinh tế lên tỷ giá thực là khá tương đồng, tương ứng lần lượt khoảng 2.82% và 2.86%. Mức độ ảnh hưởng của độ mở nền kinh tế là lớn hơn so với nghiên cứu của (Hạ Thị Thiều Dao, 2012), trong khi tác giả lại khơng tìm thấy ảnh hưởng dài hạn của cải thiện năng suất lên tỷ giá thực. Điều này có thể giải thích là do mẫu quan sát lớn hơn. Kết quả từ mơ hình VECM cũng cho thấy ngoại trừ LGOVEX, tất cả các biến đều có ảnh hưởng ngắn hạn lên tỷ giá cân bằng với các mức trễ khác nhau. Tương tự (Hạ Thị Thiều Dao, 2012), tác giả phát hiện ảnh hưởng lớn của LOPEN lên tỷ giá với mức độ liên tục từ sau 1-3 quý với mức độ giảm khoảng 0.4–0.5%. Mặt khác, tuy điều kiện thương mại khơng có ảnh hưởng dài hạn, nhưng trong ngắn hạn mơ hình cho thấy có tác động sau 1 q và 4 quý với mức độ làm giảm tỷ giá khoảng 0.2%. Cuối cùng, tác giả cũng phát hiện ảnh hưởng của dự trữ ngoại hối trong ngắn hạn với mức giảm khoảng 0.2%.
Cuối cùng, để đảm bảo tính ổn định của mơ hình, tác giả thực hiện các kiểm định chẩn đoán, bao gồm kiểm định tự tương quan (LM test), kiểm định phân phối chuẩn Jarque-Bera và kiểm định phương sai thay đổi White. Các kiểm định được thực hiện đối với hệ VECM. Kết quả kiểm định đều cho thấy phần dư của hệ VECM đều đáp ứng tiêu chuẩn Gauss ở mức ý nghĩa 5% (chi tiết xem phụ lục 9). Mặt khác, tương tự (Phạm Thị Hoàng Anh, 2012), tác giả cũng thực hiện xem xét kiểm định nghiệm của đa thức đặc trưng. Theo đó, nếu tất cả các nghiệm đều nằm trong vòng tròn đơn vị cho thấy mơ hình ổn định. Kết quả cho thấy ngồi bốn nghiệm có giá trị bằng 1, các nghiệm
cịn lại đều đáp ứng u cầu. Như vậy, mơ hình đã đảm bảo độ tin cậy. Trên cơ sở đó, tác giả tiến hành ước lượng tỷ giá cân bằng và độ sai lệch của tỷ giá thực so với tỷ giá cân bằng.
Hình 4.1: Biểu đồ kiểm định nghiệm của đa thức đặc trưng
4.3. Phân tích kết quả thực nghiệm về tỷ giá cân bằng bằng
Nguồn: Eviews
Từ kết quả ước lượng phương trình dài hạn, tác giả thực hiện ước lượng tỷ giá cân bằng ngắn hạn BEER theo giá trị thực tế của các nhân tố kinh tế trong mơ hình; và tỷ giá cân bằng dài hạn PEER theo giá trị dài hạn của các nhân tố được rút trích bằng bộ lọc Hodrick-Prescott. Cuối cùng, tác giả tính tốn độ lệch ngắn hạn và dài hạn của tỷ giá như là độ sai lệch lần lượt của REER so với tỷ giá BEER và PEER. Độ lệch dương thể hiện đồng nội tệ bị định giá cao so với giá trị thực, trong khi độ lệch âm thể hiện đồng nội tệ bị định giá thấp so với giá trị thực. Hình 4.2 bên dưới biểu diễn tỷ giá cân bằng ở dạng gốc và hình 4.3 thể hiện độ sai lệch của tỷ giá ở đơn vị
BEER REER PEER 0,05 0,045 0,04 0,035 0,03 0,025 0,02 0,015 0,01 0,005 0 Độ lệch ngắn hạn Độ lệch dài hạn 200% 186% 150% 142% 100% 50% 51% 29% 16% 0% -43% -46% -50% -100%
Hình 4.2: Biểu đồ tỷ giá REER, tỷ giá cân bằng BEER và tỷ giá PEER.
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Hình 4.3: Biểu đồ độ sai lệch tỷ giá ngắn hạn và dài hạn
Đơn vị: %
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả từ biểu đồ 4.2 và 4.3 cho thấy về tổng thể đường đi của tỷ giá có thể chia ra làm 3 giai đoạn: (i) giai đoạn từ đầu năm 2000 - đến cuối năm 2007 gắn liền