Độ trễ được cố định N = 5 và lấy các giá trị của d từ 1 đến 5 để làm tối thiểu hóa (SSR) của phương trình (23).
Bảng 3-4: Lựa chọn độ trễ cho biến chuyển tiếp mơ hình ESTAR ESTAR ESTAR
d d=1 d=2 d=3 d=4 d=5
SSR 36.64* 36.66 37.44 37.37 36.72
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Quy trình này dẫn đến sự lựa chọn d = 1. Bắt đầu mơ hình với N = 5, tôi liên tục loại bỏ các biến trễ với t của tham số tương ứng <1.0 trong giá trị tuyệt đối. Kết quả của đặc điểm kỹ thuật chung và ước lượng cho các mơ hình Estar như sau:
Bảng 3-5: Kết quả hồi quy mơ hình ESTAR
Nonlinear Least Squares - Estimation by BFGS Restricted
Convergence in 32 Iterations. Final criterion was 0.0000097 <= 0.0000100
Dependent Variable DP
Monthly Data From 1995:02 To 2012:12
Usable Observations 210 Degrees of Freedom 195 Skipped/Missing (from 215) 5
R-Bar^2 0.5841089 Uncentered R^2 0.7673618 Mean of Dependent Variable 0.5708264590 Std Error of Dependent Variable 0.7001059966 Standard Error of Estimate 0.4514956806 Sum of Squared Residuals 39.750428181 Regression F(14,195) 21.9668 Significance Level of F 0.0000000 Log Likelihood -123.2060 Durbin-Watson Statistic 1.9155
Variable Coeff Std Error T-Stat Signif
*********************************************************** 1. C0 0.112984 0.037897 2.98134 0.00323559 2. BP1 0.632819 0.080679 7.84362 0.00000000 3. BP2 -0.113204 0.057840 -1.95721 0.05175024 4. BP3 0.158351 0.051103 3.09867 0.00223112 5. BP5 -0.110944 0.050159 -2.21184 0.02813877 6. BS0 0.001000 0.000000 594547.1 0.00000000 7. BS1 0.224850 0.102835 2.18652 0.02996795 8. BS2 -0.353284 0.133916 -2.63810 0.00901015 9. BS4 0.130153 0.065695 1.98118 0.04897686 10. C0_OUT 2.476622 0.873636 2.83484 0.00506788 11. BP1_OUT -1.178670 0.358580 -3.28705 0.00120076 12. BP4_OUT -0.663399 0.235701 -2.81457 0.00538517 13. BP5_OUT 1.267259 0.433160 2.92562 0.00384558 14. BS3_OUT -0.585684 0.213824 -2.73909 0.00673208 15. GAM 0.074199 0.024935 2.97564 0.00329369
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Phương trình rút gọn của ESTAR:
𝜋𝑡 = 0.113 + 0.633𝜋𝑡−1− 0.113𝜋𝑡−2 + 0.158𝜋𝑡−3− 0.111𝜋𝑡−5+ 0.001𝛥(𝑠𝑡+ 𝑝𝑡∗) + 0.225𝛥(𝑠𝑡−1+ 𝑝𝑡−1∗ ) − 0.353𝛥(𝑠𝑡−2 + 𝑝𝑡−2∗ ) + 0.130 𝛥(𝑠𝑡−4 + 𝑝𝑡−4∗ ) + [2.477 – 1.179𝜋𝑡−1− 0.633𝜋𝑡−4+ 1.2670.633𝜋𝑡−5
𝐺(𝑧𝑡; 𝛶̂) = 1 − 𝑒𝑥𝑝 {0.074 (1 −1∑1𝑗=1𝜋𝑡−1 0.452 ) 2 } 𝑅2 = 0.612, 𝑆𝑒 = 0.452, Obs = 210, Regression F(14,195) = 21.967, Significance Level of F = 0.00
trong đó t là giá trị tuyệt đối được đưa ra trong dấu ngoặc đơn dưới dạng ước lượng tham số, R2 là biểu thị hệ số xác định, se là sai số chuẩn của hồi quy, obs là số quan sát.
Hình 3-6: ERPT tương ứng với biến chuyển đổi trong mơ hình ESTAR
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Hình 3-6 cho thấy rằng mức độ ERPT trở nên lớn nhất khi biến chuyển đổi, cụ thể là tỷ lệ lạm phát trung bình có độ trễ, vượt q 1 đơn vị lạm phát và lên tới gần 0.9 cho thấy mức độ truyền dẫn rất lớn của tỷ giá danh nghĩa và chỉ số giá nhập khẩu tới lạm phát của Việt Nam trong giai đoạn 1995 – 2012. Chỉ cần lạm phát tăng lên 4 điểm đơn vị trong lạm phát thì sẽ mức độ ERPT gần như sẽ bằng 1. Tuy nhiên, mức độ ERPT với giảm phát lại khơng lớn, hình 3-6 cũng cho chúng ta thấy khi giảm phát ở
mức -1 điểm đơn vị, thì mức độ ERPT của tỷ giá hối đoái danh nghĩa và chỉ số giá nhập khẩu ở mức cao nhất chỉ khoảng 0.2. Hình 3-7 cho thấy ước lượng của ERPT theo thời gian tương đối trơn cho mơ hình ESTAR.
Hình 3-7: ERPT theo thời gian mơ hình ESTAR
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Hình 3-7 cho thấy có bốn đoạn cao ERPT khác nhau. Đoạn cao ERPT đầu tiên là vào năm 1995, cũng dễ nhận ra tại sao mức độ ERPT lại cao vào năm 1995 là vì nhiều sự kiện quan trọng trong quan hệ quốc tế của nước ta đã dồn dập diễn ra, trong đó nổi lên ba sự kiện: ngày 11-7 Tổng thống Hoa Kỳ B. Clinton tuyên bố bình thường hóa quan hệ ngoại giao với Việt Nam; ngày 17-7 Việt Nam và Liên hiệp châu Âu (EU) ký Hiệp định khung, ngày 28-7 Việt Nam chính thức trở thành thành viên của Hiệp hội các nước Đông Nam Á (ASEAN). Sự kiện này là một dấu son trên con đường hội nhập khu vực và thế giới, thúc đẩy sự cộng tác tích cực mở rộng mậu dịch kể cả việc nghiên
cứu các vấn đề về bn bán hàng hố giữa các nước, cải thiện các phương tiện giao thông và một sự kiện quan trọng nữa là cuối năm 1994 thị trường trái phiếu Mỹ sụp đổ.
Trong thập kỷ đầu tiên của thế kỷ XXI, Việt Nam chứng kiến một giai đoạn tăng trưởng kinh tế có tốc độ chững lại so với thập niên trước đó. Vào cuối thập niên 1990, đà tăng trưởng kinh tế của Việt Nam chậm lại vì những dấu hiệu do dự trong tiến trình cải cách kinh tế chính các điều này dã làm cho ERPT gia tăng cao lên đến 0.47 trong năm 1995, đồng thời đi liền với những ảnh hưởng lan truyền tiêu cực từ cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á 1997 cụ thể mức độ ERPT tăng lên mức 0.5. Hậu quả của tình trạng này là nền kinh tế trải qua một giai đoạn suy giảm tốc độ tăng trưởng đi liền với hiện tượng giảm phát trong những năm 1999-2001. Trước tình hình đó, một kế hoạch kích thích kinh tế thơng qua nới lỏng tín dụng và mở rộng đầu tư nhà nước bắt đầu được thực hiện từ năm 2000.
Việc duy trì chính sách kích thích tương đối liên tục trong những năm sau đó, một mặt giúp nền kinh tế lấy lại phần nào đà tăng trưởng, nhưng mặt khác đã tích tụ những mầm mống gây ra lạm phát cao bắt đầu bộc lộ từ giữa năm 2007. Thêm vào đó, việc gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) vào tháng 11/2006 mở ra một thời kỳ hội nhập sâu rộng chưa từng có, khiến mức độ giao lưu thương mại và đầu tư quốc tế tăng vọt, làm dòng vốn vào (cả đầu tư trực tiếp lẫn gián tiếp) tăng mạnh. Nhu cầu ổn định đồng tiền Việt đòi hỏi Ngân hàng Nhà nước phải trung hòa một lượng ngoại tệ rất lớn, góp phần thổi bùng lạm phát trong năm 2008. Nhìn chung, việc kiểm sốt vĩ mô trong giai đoạn này tỏ ra lúng túng. Cộng với những tác động to lớn của cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới, trong hai năm 2008-2009, nền kinh tế phải hứng chịu thời kỳ tăng trưởng kinh tế ở mức thấp đi liền với lạm phát cao. Dựa trên hình 3-7 ta thấy mức độ biến động ERPT lên tới mức 0.88 vào 2007-2008.
Kéo theo đó năm 2011 cuộc khủng hoảng kinh tế tồn cầu nổ ra trong khi dư âm của cuộc khủng hoảng tài chính 2007-2008 vẫn cịn chưa dứt đã đẩy mức độ lạm pháp
trong nền kinh tế Việt Nam lại tăng cao trở lại và mức độ ERPT lúc này đạt mức 0.75 tuy thấp hơn so với 2007-2008 nhưng lại rất cao trong giai đoạn xem xét.
3.3. MƠ HÌNH DLSTAR ĐỐI XỨNG
Để chọn tham số với độ trễ cho các biến chuyển đổi cho hồi quy phiên bản đối xứng của mơ hình DLSTAR, tơi sử dụng một trình tự tương tự như sử dụng ước tính của mơ hình ERPT ESTAR.
Bảng 3-6: Lựa chọn độ trễ cho biến chuyển tiếp mơ hình DLSTAR đối xứng SDLSTAR SDLSTAR
d d=1 d=2 d=3 d=4 d=5
SSR 34.69 35.30 35.83 34.12 32.92*
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Quy trình này dẫn đến sự lựa chọn d = 5. Bắt đầu mơ hình với N = 5, tơi liên tục loại bỏ các biến trễ với t của tham số tương ứng <1.0 trong giá trị tuyệt đối và kết quả hồi quy được đưa ra như sau:
Bảng 3-7: Kết quả hồi quy mơ hình SDLSTAR
Nonlinear Least Squares - Estimation by BFGS Restricted
Convergence in 39 Iterations. Final criterion was 0.0000027 <= 0.0000100
Dependent Variable DP
Monthly Data From 1995:02 To 2012:12
Usable Observations 210 Degrees of Freedom 193 Skipped/Missing (from 215) 5 Centered R^2 0.6718115 R-Bar^2 0.6446042 Uncentered R^2 0.8032402 Mean of Dependent Variable 0.5708264590 Std Error of Dependent Variable 0.7001059966 Standard Error of Estimate 0.4173687890 Sum of Squared Residuals 33.619964257
Regression F(16,193) 24.6923 Significance Level of F 0.0000000 Log Likelihood -105.6184 Durbin-Watson Statistic 1.9993
Variable Coeff Std Error T-Stat Signif
*********************************************************** 1. C0 0.13027 0.03183327 4.09226 0.00006273 2. BP1 0.76406 0.05154066 14.82452 0.00000000 3. BP2 -0.15202 0.06365057 -2.38836 0.01788781 4. BP3 0.16627 0.05544013 2.99926 0.00306297 5. BS0 0.00100 0.00000000 0.00000 0.00000000 6. BS1 0.27221 0.09730803 2.79746 0.00567247 7. BS2 -0.42124 0.12519813 -3.36464 0.00092454 8. BS4 0.15235 0.06040928 2.52198 0.01247794 9. C0_OUT -6.25819 1.55203749 -4.03224 0.00007950 10. BP1_OUT -1.60236 0.29640765 -5.40595 0.00000019 11. BP2_OUT -0.40990 0.24755554 -1.65581 0.09938435 12. BP3_OUT -0.39426 0.17366754 -2.27025 0.02429698 13. BP5_OUT 0.56720 0.18478262 3.06960 0.00245218 14. BS1_OUT 12.71804 2.88457525 4.40898 0.00001723 15. BS3_OUT -5.22793 1.29410966 -4.03979 0.00007718 16. GAM 3.03820 0.82350955 3.68934 0.00029233 17. LOC 1.88001 0.13083527 14.36930 0.00000000
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Phương trình rút gọn của SDLSTAR:
𝜋𝑡 = 0.130 + 0.764𝜋𝑡−1− 0.152𝜋𝑡−2 + 0.166𝜋𝑡−3+ 0.001𝛥(𝑠𝑡 + 𝑝𝑡∗) + 0.272𝛥(𝑠𝑡−1+ 𝑝𝑡−1∗ ) − 0.421𝛥(𝑠𝑡−2 + 𝑝𝑡−2∗ ) + 0.152 𝛥(𝑠𝑡−4 + 𝑝𝑡−4∗ ) + [−6.258 – 1.602𝜋𝑡−1− 0.410𝜋𝑡−2− 0.394𝜋𝑡−3+ 0.567𝜋𝑡−5 + 12.718𝛥(𝑠𝑡−1+ 𝑝𝑡−1∗ ) − 5.278𝛥(𝑠𝑡−3+ 𝑝𝑡−3∗ )]𝐺(𝑧𝑡; 𝛶̂; 𝐶̂) + 𝜀̂𝑡 𝐺(𝑧𝑡; 𝛶̂; 𝐶̂) = (1 + 𝑒𝑥𝑝 {−3.0385 −1∑5𝑗=1𝜋𝑡−𝑗− 1.880 0.417 }) −1 + (1 + 𝑒𝑥𝑝 {3.0385 −1∑5𝑗=1𝜋𝑡−𝑗+ 1.880 0.417 }) −1
𝑅2 = 0.672, 𝑆𝑒 = 0.417, Obs = 210, Regression F(16,193) = 24.692, Significance Level of F = 0.00
Hình 3-8: ERPT tương ứng với biến chuyển đổi trong mơ hình DLSTAR đối xứng
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Một lần nữa, ước lượng của các tham số tỉ lệ γ (=γ1 = γ2) được thể hiện trong khoản của một biến chuyển đổi chuẩn hóa. Như biểu diễn trong hình 3-8, hình dạng của ERPT ∅̂2,0 + ∅̂ 𝐺(𝑧4,0 𝑡; 𝛾̂; 𝑐̂) như một hàm của biến chuyển đổi zt = 5-1 ∑5𝑗=1𝜋𝑡−𝑗 phần nào giống với hình dạng của các chức năng chuyển đổi của mơ hình TAR được dự đoán bởi trường hợp hợp đồng 2 kỳ (Hình 2-1). Một ngưỡng mơ hình giống như hình dạng của kết quả hàm chuyển đổi trong nhiều điểm dữ liệu gần ERPT thấp nhất.
Hình 3-8 cho thấy rằng mức độ ERPT trở nên lớn nhất khi biến chuyển đổi, cụ thể là tỷ lệ lạm phát trung bình có độ trễ ở đây là 5, vượt quá 1 đơn vị lạm phát và lên tới gần 1 cho thấy mức độ truyền dẫn rất lớn của tỷ giá danh nghĩa và chỉ số giá nhập khẩu với lạm phát của Việt Nam trong giai đoạn 1995 – 2012. Chỉ cần lạm phát tăng
lên 2.5 điểm đơn vị trong lạm phát thì sẽ mức độ ERPT gần như sẽ bằng 1. Tuy nhiên, mức độ ERPT với giảm phát lại khơng đáng kể hay mơ hình DLSTAR đối xứng này chỉ có 1 bên cho giai đoạn lạm phát tăng cao cịn trong giai đoạn giảm phát thì lại ảnh hưởng khơng đáng kể. Có thể nói mức độ ERPT của mơ hình DLSTAR đối xứng khá cao đối với lạm phát cao. Hình 3-9 cho thấy ước lượng của ERPT theo thời gian tương đối trơn cho mơ hình SDLSTAR.
Vì đặc điểm này, biểu đồ chuỗi thời gian của ERPT dựa trên mơ hình DLSTAR đối xứng trong hình 3-9 cho thấy nhiều quan sát của ERPT thấp và ổn định xung quanh 0,001 so với trường hợp của mơ hình ESTAR. Chỉ có giai đoạn lạm phát cao vào năm 2008 và năm 2011 thì mức độ ERPT lần lượt lên tới mức 0.98 và 0.78 cho thấy cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu 2008 và cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới 2011 đã ảnh hưởng rất lớn đến nền kinh tế Việt Nam đồng thời cho thấy mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái danh nghĩa và giá nhập khẩu rất lớn trong hai giai đoạn này.
Hình 3-9: ERPT theo thời gian của mơ hình DLSTAR đối xứng
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
3.4. MƠ HÌNH DLSTAR BẤT ĐỐI XỨNG
Để chọn tham số với độ trễ cho các biến chuyển đổi cho hồi quy phiên bản mơ hình DLSTAR bất đối xứng, tơi sử dụng một trình tự tương tự như sử dụng ước tính của mơ hình ERPT ESTAR.
Bảng 3-8: Lựa chọn độ trễ cho biến chuyển tiếp mơ hình DLSTAR bất đối xứng ADLSTAR ADLSTAR
d d=1 d=2 d=3 d=4 d=5
SSR 33.18* 35.08 35.79 34.10 33.88
Việc giảm thiểu phần số dư bình phương mang lại sự lựa chọn d =1. Bắt đầu mơ hình với N = 5, tôi liên tục loại bỏ các biến trễ với t của tham số tương ứng <1.0 trong giá trị tuyệt đối và kết quả hồi quy được đưa ra như sau:
Bảng 3-9: Kết quả hồi quy mơ hình ADLSTAR
Nonlinear Least Squares - Estimation by BFGS Restricted
Convergence in 81 Iterations. Final criterion was 0.0000037 <= 0.0000100
Dependent Variable DP
Monthly Data From 1995:02 To 2012:12
Usable Observations 210 Degrees of Freedom 191 Skipped/Missing (from 215) 5 Centered R^2 0.6693288 R-Bar^2 0.6381661 Uncentered R^2 0.8017517 Mean of Dependent Variable 0.5708264590 Std Error of Dependent Variable 0.7001059966 Standard Error of Estimate 0.4211321828 Sum of Squared Residuals 33.874292232 Regression F(18,191) 21.4785 Significance Level of F 0.0000000 Log Likelihood -106.4097 Durbin-Watson Statistic 1.9708
Variable Coeff Std Error T-Stat Signif
***************************************************************** 1. C0 0.10175128 0.03129597 3.25126 0.00135817 2. BP1 0.79741428 0.06232441 12.79457 0.00000000 3. BP2 -0.18979154 0.05611330 -3.38229 0.00087194 4. BP3 0.16396596 0.04668910 3.51187 0.00055526 5. BS0 0.00100000 0.00000000 0.00000 0.00000000 6. BS1 0.25339608 0.08380416 3.02367 0.00284041 7. BS2 -0.44833397 0.13640241 -3.28685 0.00120573 8. BS3 0.19556949 0.08784694 2.22625 0.02716609 9. C0_OUT 3.64046981 1.05708269 3.44388 0.00070473 10. BP1_OUT -1.83284946 0.49454620 -3.70612 0.00027558 11. BP4_OUT -1.17242970 0.35974833 -3.25903 0.00132343
12. BP5_OUT 1.65016473 0.51091747 3.22981 0.00145851 13. BS2_OUT 4.15161002 1.89559371 2.19014 0.02972547 14. BS3_OUT -3.15603476 1.26994044 -2.48518 0.01380794 15. BS4_OUT -1.75108831 0.94691172 -1.84926 0.06596527 16. GAM1 3.82435770 0.97800037 3.91038 0.00012796 17. GAM2 11.19558893 6.47539121 1.72894 0.08543495 18. LOC1 2.00148056 0.13268272 15.08471 0.00000000 19. LOC2 0.98977889 0.06030609 16.41259 0.00000000
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Phương trình rút gọn của SDLSTAR:
𝜋𝑡 = 0.102 + 0.797𝜋𝑡−1− 0.190𝜋𝑡−2 + 0.164𝜋𝑡−3+ 0.001𝛥(𝑠𝑡 + 𝑝𝑡∗) + 0.253𝛥(𝑠𝑡−1+ 𝑝𝑡−1∗ ) − 0.448𝛥(𝑠𝑡−2 + 𝑝𝑡−2∗ ) + 0.196 𝛥(𝑠𝑡−3 + 𝑝𝑡−3∗ ) + [3.641 – 1.833𝜋𝑡−1− 1.172𝜋𝑡−4+ 1.650𝜋𝑡−5 + 4.152𝛥(𝑠𝑡−2+ 𝑝𝑡−2∗ ) − 3.156𝛥(𝑠𝑡−3 + 𝑝𝑡−3∗ ) − 1.751𝛥(𝑠𝑡−4+ 𝑝𝑡−4∗ )]𝐺(𝑧𝑡; 𝛶̂1; 𝛶̂2; 𝐶1; 𝐶̂2) + 𝜀̂𝑡 𝐺(𝑧𝑡; 𝛶̂1; 𝛶̂2; 𝐶1; 𝐶̂2) = (1 + 𝑒𝑥𝑝 {−3.8241 −1∑1𝑗=1𝜋𝑡−1− 2.002 0.421 }) −1 + (1 + 𝑒𝑥𝑝 {11.1961 −1∑1𝑗=1𝜋𝑡−1+ 0.988 0.421 }) −1 𝑅2 = 0.669, 𝑆𝑒 = 0.421, Obs = 210, Regression F(18,191) = 21.479, Significance Level of F = 0.00
Hình 3-10: ERPT tương ứng với biến chuyển đổi trong mô hình DLSTAR bất đối xứng
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Một lần nữa, các ước lượng của tham số tỷ lệ γ1 và γ2 được thể hiện trong điều kiện biến chuyển đổi đã chuẩn hóa. Hình 3-10 ngụ ý ERPT ∅̂2,0 + ∅
4,0
̂ 𝐺(𝑧𝑡; 𝛾̂; 𝑐̂ ; 𝑐1 ̂ ) 2 đối với biến chuyển đổi 𝑧𝑡 = 𝜋𝑡−1 cho phép điều chỉnh bất đối xứng. Tuy nhiên, hệ số γ2 lơn hơn nhiều so với γ1 nên tốc độ chuyển sẽ nhanh hơn ở vùng âm. Về hình dạng của các hàm chuyển đổi, kết quả thông số kỹ thuật DLSTAR bất đối xứng cũng tương tự như các thông số kỹ thuật DLSTAR đối xứng.
Hình 3-10 cho thấy rằng mức độ ERPT trở nên lớn nhất khi biến chuyển đổi, cụ thể là tỷ lệ lạm phát trung bình có độ trễ ở đây là 1, vượt quá 1 điểm đơn vị lạm phát và lên tới gần 1 cho thấy mức độ truyền dẫn rất lớn đối với tỷ giá danh nghĩa và chỉ số giá nhập khẩu đối với lạm phát Việt Nam trong giai đoạn 1995 – 2012. Chỉ cần lạm phát tăng lên 3 điểm đơn vị lạm phát thì sẽ mức độ ERPT gần như sẽ bằng 1. Tuy nhiên,
mức độ ERPT với giảm phát thì lại khá yếu và khá rời rạc, khi giảm phát ở mức -1 đơn vị lạm phát thì mức độ ERPT chỉ ở mức 0.18. Hay nói cách khác mơ hình DLSTAR bất đối xứng này chỉ có 1 bên cho giai đoạn lạm phát tăng cao cịn trong giai đoạn giảm phát thì lại ảnh hưởng khơng đáng kể. Có thể nói mức độ ERPT của mơ hình DLSTAR bất đối xứng khá cao đối với lạm phát cao. Hình 3-11 cho thấy ước lượng của ERPT theo thời gian tương đối trơn cho mơ hình ADLSTAR.
Hình 3-11 cho thấy các đường vẽ khá trơn tru của ERPT được gợi ý gián tiếp bằng những con số ước lượng của mơ hình DLSTAR bất đối xứng trong giai đoạn chọn mẫu. Cách ERPT được ước lượng tương tự với cách ước lượng được gợi ý gián tiếp bằng mơ hình DLSTAR đối xứng. Hình 3-11 cho thấy nhiều quan sát của ERPT thấp