Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
Kết quả trên cho thấy với cả hai kiểm định Augmented Dickey-Fuller và Phillips-Perron các chuỗi dữ liệu của hai biến NERV và DI có nghiệm đơn vị tức là khơng dừng ở mức ý nghĩa 1% .
Tuy nhiên,giả thiết H0 bị bác bỏ tại tất cả các mức ý nghĩa sau khi lấy sai phân bậc một của các chuỗi dữ liệu của hai biến. Điều này kết luận rằng các biến đều dừng ở sai phân bậc một theo kết quả ở các bảng 5.5, 5.6, 5.7 và 5.8 sau đây:
- Sai phân bậc một của biến NERV:
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.9443
Z(t) -0.149 -3.574 -2.927 -2.598 Z(rho) -0.277 -18.972 -13.332 -10.724 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Newey-West lags = 3 Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 54
Bảng 5.5. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với sai phân bậc một của biến NERV.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
Bảng 5.6. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với sai phân bậc một của biến NERV.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -6.049 -3.576 -2.928 -2.599 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 53
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -5.947 -3.576 -2.928 -2.599 Z(rho) -37.733 -18.954 -13.324 -10.718 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Newey-West lags = 3 Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 53
- Sai phân bậc một của biến DI:
Bảng 5.7. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với sai phân bậc một của biến DI.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
Bảng 5.8. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với sai phân bậc một của biến DI.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn. MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -6.277 -3.576 -2.928 -2.599 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 53
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -6.218 -3.576 -2.928 -2.599 Z(rho) -40.883 -18.954 -13.324 -10.718 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Newey-West lags = 3 Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 53
5.2. Kiểm tra độ trễ phù hợp.
Bảng 5.9 sau đây mô tả kết quả các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ. Căn cứ theo tiêu chuẩn Akaike Information Criteria (AIC) và Schwarz Information Criterion (SIC) thì độ trễ đề nghị lựa chọn là 1 ở mức ý nghĩa 5%.
Bảng 5.9. Kết quả các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn. Exogenous: _cons
Endogenous: dNERV dDI
10 455.583 7.4059 4 0.116 2.8e-11 -18.7992 -18.1676 -17.0961 9 451.88 21.607* 4 0.000 2.6e-11 -18.8127 -18.2413 -17.2718 8 441.076 3.9785 4 0.409 3.4e-11 -18.5035 -17.9922 -17.1248 7 439.087 7.2917 4 0.121 3.0e-11 -18.5949 -18.1437 -17.3784 6 435.441 8.8111 4 0.066 2.9e-11 -18.611 -18.22 -17.5567 5 431.036 5.2893 4 0.259 2.9e-11 -18.5925 -18.2617 -17.7004 4 428.391 8.8941 4 0.064 2.7e-11 -18.6541 -18.3835 -17.9242 3 423.944 3.6141 4 0.461 2.8e-11 -18.6338 -18.4233 -18.0661 2 422.137 3.3945 4 0.494 2.5e-11 -18.7335 -18.5831 -18.328 1 420.44 15.838 4 0.003 2.3e-11* -18.8382* -18.7479* -18.5949* 0 412.521 2.7e-11 -18.66 -18.63 -18.5789 lag LL LR df p FPE AIC HQIC SBIC Sample: 2000q4 - 2011q3 Number of obs = 44 Selection-order criteria
5.3. Kiểm định đồng liên kết.
Do các biến NERV và DI được sử dụng trong mơ hình đều khơng dừng ở I(0) nên có thể xảy ra khả năng có véc tơ đồng liên kết. Nghiên cứu sử dụng phương pháp Johansen và Juselius (1990) để thực hiện kiểm định giả thuyết này.
Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H0 (không tồn tại quan hệ đồng liên kết), ta so sánh giá trị “Trace Statistic” với giá trị phê phán (critical value) ở mức ý nghĩa xác định là 5%:
- Nếu Trace Statistic < Critical Value, ta chấp nhận giả thiết H0.
- Nếu Trace Statistic > Critical Value, ta bác bỏ giả thiết H0.
Bảng 5.10. Kết quả kiểm định đồng liên kết
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
2 10 503.68473 0.00083
1 9 503.66283 0.24364 0.0438 3.76 0 6 496.26303 . 14.8434* 15.41 rank parms LL eigenvalue statistic value maximum trace critical 5%
Sample: 1998q3 - 2011q3 Lags = 2 Trend: constant Number of obs = 53 Johansen tests for cointegration
Kết quả từ bàng 5.10 cho thấy ta chấp nhận giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5%, tức là không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến NERV và DI trong mơ hình. Như vậy, không tồn tại quan hệ dài hạn giữa hai biến NERV và DI.
5.4. Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test).
Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger Causality Test) dựa trên mơ hình VAR được thực hiện giữa hai biến là biến động tỷ giá hối đối (NERV) và chỉ số đơ la hóa (DI) với các giả thiết H0 chỉ số đơ la hóa khơng có ảnh hưởng (quan hệ tác động) đến biến động tỷ giá hối đoái và biến động tỷ giá hối đối khơng có ảnh hưởng (quan hệ tác động) đến chỉ số đơ la hóa.
Kết quả được báo cáo trong các bảng 5.11, 5.12 và 5.13 sau đây:
Bảng 5.11. Kết quả hồi quy VAR.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
dDI 5 .012435 0.0613 3.396203 0.4938 dNERV 5 .00042 0.2299 15.51976 0.0037 Equation Parms RMSE R-sq chi2 P>chi2
Det(Sigma_ml) = 2.23e-11 SBIC = -18.09181 FPE = 3.28e-11 HQIC = -18.32319 Log likelihood = 490.1432 AIC = -18.46705 Sample: 1998q4 - 2011q3 No. of obs = 52 Vector autoregression
Bảng 5.12. Kết quả hồi quy VAR.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
_cons -.0022453 .0016588 -1.35 0.176 -.0054965 .001006 L2. -.1007223 .1454621 -0.69 0.489 -.3858227 .184378 L1. .0816915 .1332132 0.61 0.540 -.1794016 .3427847 dDI L2. -4.835625 3.724387 -1.30 0.194 -12.13529 2.464038 L1. -1.277854 4.01436 -0.32 0.750 -9.145856 6.590147 dNERV dDI _cons .0000339 .000056 0.61 0.545 -.0000759 .0001437 L2. .0009483 .0049131 0.19 0.847 -.0086812 .0105777 L1. .0138532 .0044994 3.08 0.002 .0050346 .0226719 dDI L2. -.191142 .125794 -1.52 0.129 -.4376936 .0554096 L1. .1663357 .135588 1.23 0.220 -.099412 .4320834 dNERV dNERV Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]
Bảng 5.13 Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
Từ kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger ở bảng 5.13, ta bác bỏ giả thiết H0 là chỉ số đơ la hóa khơng có ảnh hưởng đến biến động tỷ giá hối đối nhưng khơng thể bác bỏ giả thiết H0 là biến động tỷ giá hối đối khơng có ảnh hưởng đến chỉ số đơ la hóa.
Đồng thời, theo kết quả hồi quy VAR ở bảng 5.12 chỉ ra rằng chỉ số đơ la hóa có tương quan tỷ lệ thuận với biến động tỷ giá hối đoái.
dDI ALL 1.9948 2 0.369 dDI dNERV 1.9948 2 0.369 dNERV ALL 9.7088 2 0.008 dNERV dDI 9.7088 2 0.008 Equation Excluded chi2 df Prob > chi2 Granger causality Wald tests
5.5. Kiểm tra tính ổn định của mơ hình VAR.
Việc ước lượng VAR cần lưu tâm ở chỗ là phải kiểm tra tính ổn định của hệ thống, do đó từ kết quả hồi quy VAR trình bày ở trên, thực hiện kiểm tra tính ổn định của VAR theo phương pháp đề xuất bởi Lutkepohl (2005) and Hamilton (1994).
Từ bảng 5.14 và hình 5.1, kết quả cho thấy VAR ổn định do các nghiệm của đa thức đặc trưng đều nhỏ hơn 1và nằm trong vòng tròn đơn vị:
Bảng 5.14 Kết quả kiểm tra tính ổn định của VAR.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn. VAR satisfies stability condition.
All the eigenvalues lie inside the unit circle. -.09829565 - .2456251i .264563 -.09829565 + .2456251i .264563 .2223093 - .5395813i .583583 .2223093 + .5395813i .583583 Eigenvalue Modulus Eigenvalue stability condition
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
Hình 5.1 Kết quả kiểm tra tính ổn định của VAR (Vịng trịn đơn vị).
5.6. Kiểm định tính dừng các phần dư của VAR.
Ta xem xét tính phù hợp của mơ hình VAR đối với chuỗi dữ liệu bằng cách kiểm định tính dừng của các phần dư. Nếu phần dư dừng thì mơ hình nhận được là phù hợp và ngược lại. Kiểm định tính dừng của phần dư bằng cách sử dụng kiểm định ADF và PP. Kết quả kiểm định theo các bảng 5.15, 5.16, 5.17 và 5.18 cho thấy phần dư của mơ hình đều dừng ở I(0), có nghĩa là chuỗi dữ liệu phù hợp với mơ hình. -1 -. 5 0 .5 1 Ima g in a ry -1 -.5 0 .5 1 Real
Bảng 5.15. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với phần dư của biến NERV.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
Bảng 5.16. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller đối với phần dư của biến DI.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -7.350 -3.579 -2.929 -2.600 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 51
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -6.910 -3.579 -2.929 -2.600 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 51
Bảng 5.17. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với phần dư của biến NERV.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn.
Bảng 5.18. Kết quả kiểm định Phillips-Perron đối với phần dư của biến DI.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn. MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -7.308 -3.579 -2.929 -2.600 Z(rho) -54.186 -18.918 -13.308 -10.706 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Newey-West lags = 3 Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 51
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000
Z(t) -6.919 -3.579 -2.929 -2.600 Z(rho) -51.503 -18.918 -13.308 -10.706 Statistic Value Value Value Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical Interpolated Dickey-Fuller Newey-West lags = 3 Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 51
5.7 Gợi ý từ kết quả nghiên cứu.
Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger trên rõ ràng cho thấy đơ la hóa có tác động đến biến động tỷ giá hối đoái ở Việt Nam và đặt ra các vấn đề chính sách cần phải xem xét là: thứ nhất đơ la hóa có nên cắt giảm khơng, thứ hai là chính sách tỷ giá nào cần áp dụng để bảo đảm ổn định kinh tế vĩ mơ và hệ thống tài chính. Chiều của quan hệ nhân quả chỉ ra rằng Việt Nam không phải là một lựa chọn cho việc đơ la hóa vì nó gây ra biến động tỷ giá hối đối có thể tạo ra bất ổn kinh tế vi mơ và vĩ mơ. Đó là do đơ la hóa có thể làm trầm trọng thêm độ nhạy cảm của quốc gia qua mức độ rủi ro tỷ giá. Ngoài ra, Việt Nam dường như không đáp ứng các điều kiện của khu vực tiền tệ tối ưu cho đơ la hóa: lớn, mở nhưng khơng liên kết chặt chẽ với Mỹ về tài chính và thương mại (Eichengreen, 2001).
Từ kết quả nghiên cứu, ta thấy tác động của đơ la hóa trong việc đảm bảo ổn định tỷ giá hối đối (qua đó là ổn định tài chính) địi hỏi u cầu phải giảm bớt sự đơ la hóa. Tuy nhiên, bởi vì giảm bớt đơ la hóa ảnh hưởng đến các cơ hội lựa chọn tối ưu hóa danh mục đầu tư của người dân và tổ chức trong nước nên có thể nó sẽ dẫn đến những kết quả khơng mong muốn khác. Người dân hay tổ chức sẽ mất đi khả năng đa dạng hóa danh mục của họ mà qua đó là mất đi lựa chọn phịng ngừa rủi ro. Thực tế hiện nay ở Việt Nam các lựa chọn phòng ngừa rủi ro cho nhà đầu tư vẫn còn hạn chế (nhà đầu tư có rất ít sự lựa chọn đa dạng hóa danh mục đầu tư). Bên cạnh đó, có thể xảy ra các tổn thất lợi ích khác, vì vậy khi xây dựng các chính sách làm giảm bớt đơ la hóa cần phải tính đến các thiệt hại này. Tuy nhiên, cũng cần nhất mạnh rằng các hoạt động kinh tế quốc gia sẽ rất khó phát triển trong một mơi trường có đặc thù biến động tỷ giá hối đoái với hiệu ứng truyền dẫn đến nền kinh tế trong nước, do đó chính phủ sẽ phải xem xét cân bằng nhu cầu lợi ích của người dân nắm giữ tài sản với các mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô tổng thể.
Người nắm giữ tài sản ở Việt Nam phải đối mặt một trong những vấn đề quan trọng là bị hạn chế các lựa chọn phòng ngừa rủi ro lạm phát kéo dài trong
nhiều năm. Họ tìm kiếm các lựa chọn thay thế tiền đồng trong việc bảo tồn tài sản của họ. Các lựa chọn có thể là tài sản vật chất (vàng) và ngoại tệ mà tương đối ổn định về giá trị giúp họ bảo tồn trong mơi trường kinh tế lạm phát cao. Do đó một biện pháp có thể hiệu quả để giảm thiểu đơ la hóa là thực hiện chính sách tiền tệ theo hướng tăng lợi ích trong việc nắm giữ tiền đồng ở mức hợp lý để khuyến khích sử dụng đồng nội tệ, hạn chế sử dụng ngoại tệ. Cơng cụ có thể sử dụng là tăng dự trữ bắt buộc áp dụng đối với tiền gửi ngoại tệ cao hơn nhiều so với tiền đồng hay trần lãi suất đối với tiền gửi ngoại tệ. Yêu cầu tăng dự trữ bắt buộc đối với các khoản tiền gửi ngoại tệ sẽ làm giảm biên độ lợi nhuận của các ngân hàng có nghiệp vụ kinh doanh bằng đơ la, qua đó làm giảm động cơ thu hút tiền gửi ngoại tệ của ngân hàng. Biện pháp áp đặt trần lãi suất tiền gửi ngoại tệ là biện pháp mang nặng tính hành chính mà thực tế hiện nay Việt Nam đang áp dụng (Ngân hàng Nhà nước Việt Nam quy định trần lãi suất huy động đô la Mỹ đối với cá nhân là không vượt quá 1%/năm, trần lãi suất tiền gửi USD đối với tổ chức là 0,25%/năm). Ảnh hưởng mong muốn của biện pháp này là khuyến khích sự gia tăng chuyển đổi từ các khoản tiền gửi bằng ngoại tệ sang đồng Việt Nam và đồng ngoại tệ được đẩy ra khỏi các ngân hàng vào lưu thông. Tuy nhiên dù đang cho thấy hiệu quả nhưng biện pháp này có thể sẽ dẫn đến làm bóp méo quan hệ cung cầu lãi suất ngoại tệ và tồn tại các quan hệ ngoài luồng để lách trần lãi suất này.
Tương tự như việc áp đặt trần lãi suất ngoại tệ, trong thời gian gần đây, chính phủ Việt Nam đã có những bước đi hạn chế tình trạng đơ la hóa trong lưu thơng bằng cách ngày càng giới hạn các hành vi sử dụng ngoại tệ được phép trên lãnh thổ Việt Nam và tăng nặng mức xử phạt vi phạm hành chính. Ví dụ như hành vi niêm yết giả cả hàng hóa, dịch vụ bằng ngoại tệ khơng được phép có thể bị xử phạt tối đa đến năm trăm triệu đồng Việt Nam (Nghị định số 95/2011/NĐ-CP ngày 20/10/2011 của Chính phủ sửa đổi, bổ sung một số điều của Nghị định số 202/2004/NĐ-CP). Biện pháp này hướng đến mục tiêu làm giảm chức năng thay thế đồng nội tệ của ngoại tệ trong việc niêm yết giá cả và phương tiện thanh toán. Kết quả của biện
pháp này đã có những tác động tâm lý nhất định đến người dân và tổ chức và có ý nghĩa tuyên truyền nâng cao vị thế của tiền đồng.
Một biện pháp hiệu quả khác để hạn chế đơ la hóa là thực hiện các biện pháp kiểm soát vốn hoặc ngăn cấm tiền gửi ngoại tệ. Tuy nhiên biện pháp này sẽ mang đến kết quả không mong muốn là đảo ngược sự mở của của nền kinh tế Việt Nam