40 60 80 100 120 140 160 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 CPI
Hình 3-4: Thống kê mơ tả chuỗi dữ liệu CPI 0 10 20 30 40 50 60 40 50 60 70 80 90 100 110 120 130 140 150 Series: CPI Sample 1995M01 2012M12 Observations 216 Mean 73.02344 Median 57.61260 Maximum 148.0945 Minimum 41.67919 Std. Dev. 29.36410 Skewness 1.143905 Kurtosis 3.074522 Jarque-Bera 47.15666 Probability 0.000000
Nguồn: Tính tốn trên Eview 8
Hình 3-5: Chỉ số lạm phát thơng qua CPI của Việt Nam
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Kiểm tra chuỗi dữ liệu CPI và IMP xem chuỗi dữ liệu này có tính dừng hay khơng. Yếu tố dừng hay không dừng của của biến số chuỗi thời gian có thể ảnh hưởng mạnh mẽ đến các thuộc tính và hành vi của biến số đó – ví dụ tác động của một cú sốc có thể kéo dài đến một khoảng thịi gian khơng xác định nếu chuỗi thời gian không dừng. Thứ hai, chuỗi thời gian khơng dừng có thể tạo ra một kết quả hồi quy giả tạo,
nếu hai biến số đều thay đổi theo một xu hướng nào đó theo thời gian thì việc hồi quy hai biến số này với nhau cho ra một hệ số R2 rất cao mặc dù hai biến số này hồn tồn khơng tương quan với nhau. Thứ ba, nếu các biến số trong mơ hình khơng dừng, thì các giả định nền tảng cho việc phân tích hồi quy dự trên quy luật phân phối chuẩn sẽ khơng cịn giá trị. Hay nói cách khác “t-ratio” sẽ khơng cịn tn theo phân phối t và chúng ta không thực hiện được kiểm định giả thiết về giá trị của các hệ số hồi quy. Sử dụng kiểm định KPSS để kiểm tra xem chuỗi dữ liệu dừng theo xu hướng xác định hay là xu hướng ngẫu nhiên.
Dự vào kết quả kiểm định KPSS ở dưới, chúng ta thấy CPI và IMP là biến không dừng theo xu hướng ngẫu nhiên ở mức ý nghĩa 10% hay nói cách khác đây là chuỗi thời gian không dừng trong phương sai. Như vậy, thực hiện lấy sai phân bậc 1 đối với các chuỗi thời gian này, trước khi lấy sai phân ta thực hiện phương pháp chuyển đổi dạng dữ liệu bằng cách lấy logarit của 2 chuỗi dữ liệu CPI và IMP, phương pháp này không chỉ ổn định phương sai mà cịn cải thiện tính phân phối chuẩn của chuỗi thời gian. Sau khi thực hiện chuyển đổi dạng dữ liệu và lấy sai phân bậc 1 cho CPI và IMP ta kiểm tra tính dừng một lần nữa cho số liệu này.
Bảng 3-1: Kiểm định tính dừng cho các biến
BIẾN KÝ HIỆU KPSS TÍNH DỪNG
Thay đổi trong giá nhập khẩu bằng ngoại tệ (IMP)
Δ(st+pt*)=100x(lnIMPt-
lnIMPt-1) = DS 0.37* 4.81***
Lạm phát πt=100x(lnCPIt- lnCPIt-1) =
DP 1.62*** 5.82***
Nguồn: Tính tốn trên Eview 8
Như vậy sau khi thực hiện chuyển đổi dạng dữ liệu và lấy sai phân bậc 1 của CPI và IMP cho ra kết quả chuỗi thời gian dừng ở sai phân bậc 1. Từ chuỗi thời gian dừng này ta có hai biến thời gian sử dụng trong mơ hình STAR với hai biển Δ(st+pt*)=100x( lnIMPt- lnIMPt-1) và πt=100x(lnCPIt- lnCPIt-1) về mối quan hệ giữa
truyền dẫn tỷ giá (ERPT) và lạm phát. Trong nghiên cứu của họ sử dụng sự thay đổi trong giá nhập khẩu và lạm phát trong nước gần như là tương đương với sai phân bậc 1 (First difference) nên chuỗi dữ liệu có thể coi là dừng ở bậc 1.
Kế tiếp chúng ta lựa chọn độ trễ tối ưu cho mơ hình thơng qua VAR Lag Selection cho mơ hình STAR theo tiêu chí AIC cho Δ(st+pt*)=100x( lnIMPt- lnIMPt-1) và πt=100x(lnCPIt- lnCPIt-1) ở mức độ trễ mà chỉ số AIC thấp nhất. Theo như kết quả kiểm định thì mức độ trễ Lag = 5 là tối ưu nhất cho hai biến số trên, mặc dù độ trễ tối ưu riêng của πt là 6.
Bảng 3-2: Lựa chọn độ trễ cho các biến trong mơ hình VAR Lag Selection VAR Lag Selection
Lag AIC 0 994.07 1 324.33 3 275.00 4 272.55 5 267.99 Min 6 269.00 7 274.17 8 269.69 9 274.86 10 274.84 11 278.58 12 283.87
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Như một kiểm tra sơ bộ, trước tiên chúng ta tiến hành kiểm tra LM tuyến tính đối với lựa chọn thay thế STAR. Kết quả sử dụng N = 5 và d từ 1 đến 5 được báo cáo trong Bảng 3-2. Lạm phát được sử dụng cho các biến phụ thuộc và biến chuyển đổi, biến đại diện cho lạm phát của Việt Nam là chỉ số giá tiêu dùng. F-stat cho kết quả khá mạnh rằng dao động của lạm phát là phi tuyến tính với tất cả các giá trị của d, kiểm định LM (kiểm định LM với hệ số phương sai đã qua hiệu chỉnh) được đề nghị bởi Granger và Teräsvirta (1993).
Bảng 3-3: Kiểm tra thay thế tuyến tính Test statistics Test statistics Transition Variable (𝑧𝑡 = 𝑑−1∑𝑑𝑗=1𝜋𝑡−1) H0 d=1 d=2 d=3 d=4 d=5 FL Linear AR 2.79 1.93 1.89 1.75 1.51 p-value 0.00 0.02 0.03 0.04 0.10
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Độ trễ N=5. Kiểm định LM test, F-Stat và heteroskedasticity-robust của LM.
3.2. MƠ HÌNH ESTAR
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, tơi 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 không 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 tun 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 hịa 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 đốn 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 q 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