CHƯƠNG 3 : DỮ LIỆU VÀ MÔ HÌNH THỰC NGHIỆM
3.2. Xây dựng biến
3.2.4. Chi tiêu chính phủ (GOVEX)
Chi tiêu chính phủ được xem là biến đại diện cho ảnh hưởng của chính sách tài khóa đối với tỷ giá thực. Mơ hình của kinh tế học cổ điển về trạng thái cân bằng của đầu tư nước ngoài rịng đã phân tích hồn chỉnh tác động của chính sách vĩ mơ bao gồm chính sách ngoại thương, chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa lên tỷ giá thực19. Mơ hình cho rằng sự mở rộng chi tiêu chính phủ (theo hướng tăng chi tiêu hoặc giảm thuế) có xu hướng làm giảm tiết kiệm và tăng tiêu dùng. Vì tài sản nước ngồi rịng thể hiện nhu cầu đầu tư ra bên ngoài của nền kinh tế, sự sụt giảm giá trị ròng làm giảm nhu cầu đối với ngoại tệ và làm tăng tỷ giá thực. Tuy nhiên, mặt khác, vì tài sản nước ngồi rịng cân bằng với cán cân thương mại nên cũng làm tăng nhập siêu. Vì vậy, trong ngắn hạn, mở rộng chi tiêu có thể làm tăng tỷ giá thực nhưng trong dài hạn, ảnh hưởng này là khó đốn.
Một cách nhìn khác về ảnh hưởng của chi tiêu cơng lên tỷ giá thực là đánh giá qua mức độ mở rộng chi tiêu cho hàng ngoại thương và phi ngoại thương (Ting,
18 Chi tiết xem (Mankiw, 2002, trang 213-215)
2009). (Goh, 2006) cho rằng khi phần lớn chi tiêu chính phủ dành cho hàng phi ngoại thương, mức cầu nhiều hơn do sự mở rộng chi tiêu hoặc thâm hụt ngân sách sẽ gây ra lạm phát và làm tăng tỷ giá thực. Mặt khác, (Ting, 2009) lập luận rằng ảnh hưởng của chi tiêu chính phủ đối với tỷ giá có thể là khơng chắc chắn nếu sự mở rộng chi tiêu dành nhiều hơn cho hàng ngoại thương. Khi đó, nhu cầu đối với nhập khẩu sẽ nhiều hơn, dẫn đến thâm hụt thương mại và làm giảm tỷ giá thực.
Mặt khác, (Shehu Usman Rano, 2007) cũng lưu ý rằng mở rộng chi tiêu chính phủ quá mức trong dài hạn có thể làm xói mịn niềm tin của công chúng đối với giá trị nội tệ và làm giảm tỷ giá thực.
Tác giả tính tốn chi tiêu chính phủ như là tỷ lệ của chi tiêu công so với giá trị GDP danh nghĩa giữa Việt Nam và các đối tác thương mại.
Trong đó,
����� = �����⁄ �� ��
=1
�
(42)
EXPEN: Chi tiêu của chính phủ tại Việt Nam NGDP: GDP danh nghĩa tại Việt Nam
EXPENi: Giá trị chi tiêu của chính phủ nước đối tác thương mại thứ i NGDPi: GDP danh nghĩa của đối tác thương mại thứ i
Wi: Tỷ trọng thương mại của Việt Nam và đối tác thương mại thứ i
3.2.5. Dự trữ ngoại hối (FR)
(Wang, 2007) cho rằng giá trị dự trữ ngoại hối thể hiện tổng giá trị tài sản định danh bằng ngoại tệ nắm giữ bởi NHTW. Sự gia tăng của dự trữ ngoại hối thể hiện cầu đối với đồng nội tệ tăng lên, làm tăng tỷ giá thực. (Cui, 2013) cho rằng mối quan hệ giữa tỷ giá thực và dự trữ ngoại hối được thể hiện thông qua cán cân vãng lai và cán cân vốn. Điều này đã được trình bày trong mơ hình của Faruqee và được (MacDonald, 1998) giới thiệu:
�� = � + � + ��, � < 0(43)
Trong đó,
CA : cán cân vãng lai q : tỷ giá thực
F : tích lũy tài sản nước ngồi rịng r : lãi suất thực nội địa
Sau khi thực hiện nhiều biến đổi, Phương trình (43) được chuyển thành:
�� = �̅� + �(�� − �̅� ), � > 0 (44) Trong đó:
qt : tỷ giá thực
�̅� : tỷ giá thực cân bằng
Ft : giá trị tài sản nước ngồi rịng
�̅� : giá trị dài hạn của tài sản nước ngồi rịng
Tác giả sử dụng biến dự trữ ngoại hối trong mơ hình như là một biến đại diện cho sự thay đổi của cán cân vốn và cán cân vãng lai và thay thế cho giá trị tài sản nước ngồi rịng20, thể hiện những thay đổi trong cân đối ngoại thương và dòng vốn đầu tư từ bên ngoài. Sự mở rộng dự trữ ngoại hối hàm ý sự cải thiện cán cân thanh toán, làm tăng niềm tin của công chúng đối với giá trị nội tệ và làm nội tệ lên giá thực. Mặc dù vậy, nghiên cứu của (Iimi, 2006) trong trường hợp của Botswana lại cho thấy ảnh hưởng âm của tài sản nước ngồi rịng lên giá trị nội tệ dù mức độ ảnh hưởng không lớn. Iimi cho rằng Botswana là một trường hợp phát triển kinh tế thành công của Châu Phi với lạm phát thấp và tăng trưởng kinh tế cao kéo dài suốt 20 năm (bình qn 8%/năm). Sự thành cơng của Botswana đến từ vị thế xuất khẩu mạnh trong ngành công nghiệp khai mỏ, mà chủ yếu là khai thác kim cương. Vị thế thặng dư cán cân vãng lai kéo dài với dự trữ ngoại hối lên đến 5.5 tỷ USD (tương đương 18 tháng nhập khẩu) có khuynh hướng hướng đẩy đồng nội tệ (Pula) lên giá vì vậy chính phủ Botswana đã lựa chọn chính sách neo cố định theo một rổ tiền tệ. Giải thích cho mối quan hệ âm giữa tỷ giá và tài sản nước ngồi rịng, theo Iimi, trong giai đoạn đầu thập niên 2000, sau khi thực hiện tư nhân hố hệ thống hưu trí, giá trị tài sản nước ngồi rịng của nước này đã suy giảm nhanh chóng trong khi đồng nội tệ vẫn tiếp tục lên
20 Theo (Hạ Thị Thiều Dao, 2012) đối với các quốc gia mà hệ thống ngân hàng khơng chịu sự kiểm sốt trực tiếp của NHTW lên trạng thái ngoại hối thì tài sản nước ngồi rịng đúng bằng dự trữ ngoại hối.
giá. Mặt khác, dòng vốn đầu tư liên quan đến ngành khai mỏ vốn dao động thất thường cũng gây ra khó khăn trong việc ước lượng mối tương quan với tỷ giá thực. Nghiên cứu của Iimi cũng đã thực hiện một mơ hình ước lượng khơng có tài sản nước ngồi rịng, kết quả xác nhận mối tương quan yếu này.
Tại Việt Nam, nghiên cứu của (Nguyễn Thị Thu Hằng, 2013) cho thấy sự tăng lên của tài sản nước ngồi rịng 1% làm VNĐ mất giá thực khoảng 0.5%. Cùng lúc, nghiên cứu của (Hạ Thị Thiều Dao, 2012) cho thấy tương quan cùng chiều giữa tài sản nước ngồi rịng với giá trị nội tệ nhưng kết quả hệ số ước lượng thấp (xem bảng 2.1). Các kết quả này có thể hàm ý rằng có mối tương quan yếu giữa tỷ giá thực và tài sản nước ngồi rịng. Trong trường hợp Việt Nam, ảnh hưởng của các dịng vốn từ bên ngồi thường bị vơ hiệu hoá do cơ chế neo tỷ giá và hành động can thiệp của NHNN (như mua/bán ngoại tệ hoặc các can thiệp vơ hiệu hố), trong khi cơ chế quản lý ngoại hối vẫn hạn chế việc đầu tư ra bên ngồi. Vì những lý do trên, tác giả cho rằng kết quả ước lượng có thể cho mối tương quan yếu hoặc ngồi dự đoán với tỷ giá thực.
Dự trữ ngoại hối được xác định như là biến tỷ lệ giữa dự trữ ngoại hối so với GDP danh nghĩa của Việt Nam. Công thức cụ thể như sau:
Trong đó, �� = �������
��������⁄����
(45)
Foreign reserves: giá trị dự trữ ngoại hối của Việt Nam NGDP: GDP theo giá hiện hành của Việt Nam
3.2.6. Điều kiện thương mại (TOT)
Điều kiện thương mại được xác định bởi tỷ lệ giữa giá xuất khẩu và nhập khẩu của một quốc gia. Biến số này đại diện cho phần giá trị rịng mà một quốc gia có thể thu được khi tham gia hoạt động ngoại thương. Theo (Ting, 2009) TOT đại diện cho môi trường kinh tế quốc tế của một quốc gia. Theo (Cui, 2013) một sự gia tăng của TOT thể hiện quốc gia đó sẽ nhận được nhiều hơn và chi trả ít hơn trên mỗi đơn vị nhập khẩu. Trong dài hạn, khi điều kiện thương mại cải thiện, một quốc gia có thể
mua nhiều hàng hóa hơn trên thị trường quốc tế, từ đó làm tăng phúc lợi tồn xã hội. Như vậy, sự cải thiện trong cán cân thương mại sẽ làm tăng tỷ giá thực.
Tại Việt Nam, GSO chỉ công bố chuỗi số liệu chỉ số giá xuất khẩu và nhập khẩu theo quý từ năm 2011 trở lại đây, vì vậy cách ước lượng theo truyền thống là khó khăn. Tương tự Việt Nam, Trung Quốc không công bố chuỗi số liệu phù hợp để ước lượng, vì vậy (Zhang, 2001) đã sử dụng chuỗi số liệu tốc độ tăng trưởng xuất khẩu ròng như là đại diện cho điều kiện thương mại, trong khi (Goh, 2006) đơn giản là bỏ qua nó. Bài nghiên cứu này áp dụng nghiên cứu của Zhang, theo đó tính tốn điều kiện thương mại như là tốc độ tăng trưởng xuất khẩu so với cùng kỳ. Cơng thức như sau:
Trong đó, ��� =
��������⁄������
��−4
(46)
EXPORTGt: giá trị xuất khẩu thời điểm t EXPORTGt-4: giá trị xuất khẩu thời điểm t-4
3.3. Dữ liệu
Để đánh giá diễn biến tỷ giá tại Việt Nam một cách toàn diện đồng thời khơng bỏ sót các biến động trong ngắn hạn, tác giả cố gắng thu thập chuỗi số liệu theo quý với mẫu quan sát dài nhất là từ Q1/2000 – Q3/2014, bao gồm 59 quan sát. Tập dữ liệu thứ cấp bao gồm số liệu của Việt Nam và 20 đối tác thương mại có tỷ lệ quan hệ thương mại lớn nhất với Việt Nam. Nguồn dữ liệu chủ yếu lấy từ dữ liệu Tài chính Quốc tế (IFS) thuộc IMF và từ GSO. Tuy nhiên, do bộ dữ liệu từ IMF không đầy đủ, nghiên cứu cũng sử dụng dữ liệu thứ cấp được cung cấp bởi Ngân hàng thế giới (WB), Tổ chức Hợp tác và Phát triển kinh tế (OECD), Tổ chức Lao động Quốc tế (ILO), Cục dữ trữ liên bang St. Louis (FRED), Datastream. Cuối cùng nếu các bộ dữ liệu quốc tế không cung cấp số liệu cần thiết, tác giả sử dụng nguồn số liệu từ các cơ quan thống kê của Quốc gia đó.
Tất cả dữ liệu kinh tế thứ cấp của Việt Nam bao gồm: tỷ giá, CPI, Xuất khẩu, nhập khẩu, M2 được lấy từ IMF ngoại trừ GDP danh nghĩa và GDP thực được lấy từ Datastream, và lực lượng lao động được lấy từ dữ liệu của ILO. Do dữ liệu từ
IMF và ILO khơng có số liệu q, tác giả thực hiện nội suy chuỗi số liệu chi tiêu công và lực lượng lao động từ số liệu năm.
Đối với tỷ trọng tính tốn của từng quốc gia trong mơ hình, tác giả sử dụng số liệu tổng kim ngạch thương mại song phương của quốc gia đó so với tổng kim ngạch ngoại thương của 20 nước. Số liệu thương mại song phương được cung cấp tại GSO.
Bảng 3.3: Các chuỗi gốc và nguồn dữ liệu sử dụng trong mơ hình
TT Nước/lãnhthổ Tỷ giá CPI
Lực lượng lao động Chi tiêu chính phủ RGDP NGDP
1 Nhật Bản IMF IMF IMF IMF MIC IMF
2 Singapore IMF IMF IMF DOS IMF IMF
3 Trung
Quốc IMF FRED ILO IMF IMF IMF
4 Hàn Quốc IMF IMF IMF IMF IMF IMF
5 Mỹ IMF IMF IMF IMF OECD IMF
6 Thái Lan IMF IMF IMF IMF IMF IMF
7 Úc IMF IMF IMF IMF FREDABS IMF
8 Hong
Kong IMF IMF IMF IMF CSD IMF
9 Đức FRED IMF IMF IMF OECD IMF
10 Malaysia IMF IMF IMF IMF IMF IMF
11 Pháp FRED IMF IMF IMF OECD IMF
12 Indonesia IMF IMF IMF IMF IMF IMF
13 Anh Quốc IMF IMF IMF IMF OECD IMF
14 Hà Lan FRED IMF IMF IMF OECD IMF
15 LB Nga IMF IMF IMF IMF IMF IMF
16 Philippines IMF IMF IMF IMF IMF IMF
17 Thụy Sĩ IMF IMF IMF IMF OECD IMF
18 Ý FRED IMF IMF IMF OECD IMF
19 Đài Loan DGBAS DGBAS ILO DGBAS IMF DGBAS
20 Ấn Độ IMF IMF WB OECD IMF IMF
21 Việt Nam IMF IMF ILO IMF Datastream IMF
Ghi chú:
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
DGBAS: Tổng cục Ngân sách, Kế toán và Thống kê Đài Loan. DOS: Văn phòng Thống kê Singapore.
ABS: Cục Thống kê Úc.
CSD: Cục điều tra dân số và thống kê Hong Kong.
Sau khi tính tốn, tất cả các chuỗi biến được hiệu chỉnh mùa vụ và lấy lơ-ga-rít cơ số tự nhiên (ký hiệu bằng ký tự l), riêng biến TOT là phép đo so với cùng kỳ đã loại bỏ tính mùa vụ nên chỉ lấy log. Bài nghiên cứu sử dụng các phương pháp kinh tế lượng được cung cấp bởi phần mềm Eviews 8. Chi tiết kết quả tính tốn các chuỗi biến trong mơ hình được trình bày chi tiết tại phụ lục 2.
3.4. Kết luận chương 3
Nội dung chương 3 trình bày các bước ước lượng và xây dựng mơ hình xác định tỷ giá. Mục 3.1 trình bày kiểm định nghiệm đơn vị ADF và các nội dụng liên quan đến kiểm định đồng liên kết của Johansen. Mục 3.2 trình bày các thảo luận xung quanh việc lựa chọn các biến đưa vào mơ hình và đề xuất mơ hình ước lượng tỷ giá cân bằng cho bài nghiên cứu, đồng thời xác định cơng thức tính tốn cho mỗi biến. Mục 3.3 trình bày chi tiết nguồn dữ liệu gốc được sử dụng trong mơ hình. Bên dưới là bảng tổng kết chi tiết các biến trong mơ hình và dấu kỳ vọng của mỗi biến.
Bảng 3.4: Tổng kết các biến dùng trong mơ hình
TT Tên biến Ký hiệu Công thức Dấukỳ
vọng
1 Tỷ giá thực hiệu lực REER Tỷ giá thực hiệu chỉnh theo lạmphát giữa Việt Nam và 20 đối tác thương mại
2 Hiệu ứng Balassa-
Samuelson BSE
Chênh lệch GDP bình quân giữa Việt Nam và 20 đối tác thương mại
+
3 Độ mở nền kinh tế OPEN Kim ngạch thương mại/ GDP
danh nghĩa +/-
4 Chi tiêu chính phủ GOVEX Chênh lệch Chi tiêu chínhphủ/GDP danh nghĩa giữa Việt Nam và 20 đối tác thương mại
+/-
5 Dự trữ ngoại hối FR Dự trữ ngoại hối/GDP danhnghĩa +
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
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 tn 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