F-statistic CUSUM test
Việt Nam (4.2.2.a) ARDL(3;4;4;0;4;0) 6.8 stable 1.333 (0.2853) 0.273 (0.763) 1.088 (0.410) Việt Nam (4.2.2.b) ARDL(0;0;4;4;4;1) 4.67 stable 4.1161 (0.1277) 1.2813 (0.2929) 0.7470 (0.7449) Indonesia (4.2.3.a) ARDL(1;0;3;3;0;2) 7.85 stable 1.6542 (01849) 0.4657 (0.6316) 0.5895 (08635) Indonesia (4.2.3.b) ARDL(1;0;3;3;2;3) 7.13 stable 0.5109 (0.7281) 0.5889 (0.561) 1.3645 (0.2138)
kiểm định tự tƣơng quan của các biến trong mô 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
Biểu đồ 4.2.1.a: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mơ hình ARDL (3;4;4;0;4;0)(Việt Nam)
Biểu đồ 4.2.1.b: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mô hình ARDL (1;0;3;3;0;2) (Indonesia) -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
-0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13
CUS UM of S quares 5% S ignific anc e
-20 -10 0 10 20 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13
CUS UM 5% S ignific anc e
-0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13
Biểu đồ 4.2.1.c: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mơ hình ARDL (0;0;4;4;4;1)(Việt Nam)
Biểu đồ 4.2.1.d: Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ mơ hình ARDL (1;0;3;3;2;3) (Indonesia) -16 -12 -8 -4 0 4 8 12 16 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
CUS UM 5% S ignific anc e
-0. 4 -0. 2 0. 0 0. 2 0. 4 0. 6 0. 8 1. 0 1. 2 1. 4 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
CUS UM of S quares 5% S ignific anc e
-20 -15 -10 -5 0 5 10 15 20 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
CUS UM 5% S ignific anc e
-0. 4 -0. 2 0. 0 0. 2 0. 4 0. 6 0. 8 1. 0 1. 2 1. 4 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
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)
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) ------------------------------------------------------------------------------ _cons | 5.22e-09 .0283636 0.00 1.000 -.05697 .05697 nfaa | 1.22634 .2309819 5.31 0.000 .7623987 1.69028 gexpa | 1.207264 .1251592 9.65 0.000 .9558748 1.458654 opena | 1.051037 .0580769 18.10 0.000 .9343857 1.167687 tota | 1.00031 .2485526 4.02 0.000 .5010775 1.499543 proda | .8195932 .10559 7.76 0.000 .6075095 1.031677 -------------+---------------------------------------------------------------- reera | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] ------------------------------------------------------------------------------ Total | 56.0000003 55 1.01818182 Root MSE = .21225 -------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.9558 Residual | 2.25258787 50 .045051757 R-squared = 0.9598 Model | 53.7474124 5 10.7494825 Prob > F = 0.0000 -------------+------------------------------ F( 5, 50) = 238.60 Source | SS df MS Number of obs = 56
= 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)
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
------------------------------------------------------------------------------ _cons | -7.430824 .0222625 -333.78 0.000 -7.475539 -7.386108 nfaa | .8892051 .1812964 4.90 0.000 .5250606 1.25335 gexpa | .3811147 .0982367 3.88 0.000 .1838004 .5784289 opena | .2536009 .0455842 5.56 0.000 .1620423 .3451595 tota | .4946203 .1950875 2.54 0.014 .1027755 .8864651 proda | .2801908 .082877 3.38 0.001 .1137276 .4466541 -------------+---------------------------------------------------------------- reer | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] ------------------------------------------------------------------------------ Total | 7.18647612 55 .130663202 Root MSE = .1666 -------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.7876 Residual | 1.38772699 50 .02775454 R-squared = 0.8069 Model | 5.79874913 5 1.15974983 Prob > F = 0.0000 -------------+------------------------------ F( 5, 50) = 41.79 Source | SS df MS Number of obs = 56
chuẩn mực thơ 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 còn 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)
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 + 1.1984 (4.2.3.a) ------------------------------------------------------------------------------ _cons | 5.30e-09 .0598607 0.00 1.000 -.1202337 .1202337 nfaa | 1.198358 .1760061 6.81 0.000 .8448391 1.551877 gexpa | 1.294069 .6746117 1.92 0.061 -.0609284 2.649066 opena | 1.053543 .2835408 3.72 0.001 .4840342 1.623051 tota | 1.461713 .3164658 4.62 0.000 .8260727 2.097353 proda | 1.103304 .1271928 8.67 0.000 .8478296 1.358778 -------------+---------------------------------------------------------------- reera | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] ------------------------------------------------------------------------------ Total | 56.0000002 55 1.01818182 Root MSE = .44796 -------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.8029 Residual | 10.0332347 50 .200664695 R-squared = 0.8208 Model | 45.9667655 5 9.1933531 Prob > F = 0.0000 -------------+------------------------------ F( 5, 50) = 45.81 Source | SS df MS Number of obs = 56
Bảng 4.2.3.b: Kết quả ước lượng reer và các biến sau khi chuyển đổi (Indonesia)
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 còn biến tot biểu đồ phân tán không cho thấy rõ đƣợc mối quan hệ với biến reer.
------------------------------------------------------------------------------ _cons | -6.616621 .0087508 -756.11 0.000 -6.634198 -6.599045 nfaa | .1794313 .0257298 6.97 0.000 .1277516 .231111 gexpa | .1741794 .0986192 1.77 0.083 -.0239032 .372262 opena | .123294 .0414499 2.97 0.005 .0400395 .2065486 tota | .221177 .0462631 4.78 0.000 .1282549 .3140991 proda | .1633063 .0185939 8.78 0.000 .1259593 .2006532 -------------+---------------------------------------------------------------- reer | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] ------------------------------------------------------------------------------ Total | 1.11870574 55 .020340104 Root MSE = .06549 -------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.7892 Residual | .214415663 50 .004288313 R-squared = 0.8083 Model | .904290081 5 .180858016 Prob > F = 0.0000 -------------+------------------------------ F( 5, 50) = 42.17 Source | SS df MS Number of obs = 56
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