3. Phương pháp nghiên cứu
3.3. Mô tả biến:
Biến phụ thuộc:
Biến phụ thuộc y, đại diện cho tăng trưởng kinh tế là tăng trưởng GDP bình quân theo đầu người.
Chuỗi dữ liệu được lấy theo hàm logarit.
Biến giải thích:
Độ linh hoạt/biến động tỷ giá hối đoái : ERt:
i) Đầu tiên, bài viết sử dụng chỉ số độ linh hoạt tỷ giá hối đoái dựa trên cách phân loại tỷ giá hối đoái của Reinhart và Rogoff, (ký hiệu là RR1). Phân loại của Reinhart and Rogoff sử dụng dữ liệu hàng tháng trên thị trường xác định tỷ giá hối đoái song phương. Cách phân loại này sắp xếp theo thứ tự từ cố định đến linh hoạt:
RR1 ∈ {1,2,3,4} = {cố định, neo tỷ giá, thả nổi có quản lý, thả nổi}, cụ thể như
sau:
Cố định: Các hình thức của tỷ giá cố định : không dùng đồng bản địa
(không sử dụng đồng bản tệ riêng, sử dụng đồng tiền của quốc gia khác), neo cứng theo một đồng tiền mạnh, neo cố định (biên độ giao động 1%).
Neo tỷ giá: neo tỷ giá trung tâm với đồng tiền khác theo một tỷ lệ cố
định, dao động trong biên độ hẹp, ngân hàng trung ương sẵn sàng can thiệp để duy trì tỷ giá này; ngân hàng trung ương có thể điều chỉnh tỷ giá trung tâm nhưng không thường xuyên.
Thả nổi có quản lý: tỷ giá được xác định bởi thị trường, nghĩa là khơng
có tỷ giá chính thức được cơng bố tuy nhiên chính phủ có một mức tỷ giá mục tiêu ngầm đối với tỷ giá; ngân hàng trung ương chủ động can thiệp để làm mềm độ biến động của tỷ giá.
Thả nổi hoàn toàn: tỷ giá hối đối hồn tồn được xác định bởi thị trường, ngân hàng trung ương khơng có tỷ giá mục tiêu cũng như ít can thiệp.
ii) Phương pháp đo lường ERthứ hai là độ biến động tỷ giá hối đối thực có hiệu lực:
Tỷ giá hối đối thực có hiệu lực (REER) được tính tốn dựa vào tỷ trọng thương mại với các đối tác mậu dịch chính của Việt Nam. Cơng thức tính REER là:
REERi =∏ ( / ) ,
Trong đó:
Pivà Pj là giá hàng hóa của cùng 1 rổ hàng hóa tiêu dùng tính bằng USD tại nước i và nước j.
wij là tỷ trọng thương mại của nền kinh tế thứ j với nước i.
Cách đo lường khác của REER là sử dụng dữ liệu CPI và tỷ giá danh nghĩa hiệu lực NEER. Với CPI năm gốc là năm 2000 (Icpi = 100), chúng ta ước lượng REER như sau:
REERi =∏ ( / ) ,
Trong đó, là chỉ số CPI của nước i và là tỷ giá danh nghĩa hiệu lực giữa nước i và nước j.
Rút gọn ta có:
REERi =∏ (1/ ) ,
Trong bài viết này, tác giả sử dụng bộ dữ liệu REER từ website http://www.bruegel.org, với năm gốc là 2007.
Biến động của tỷ giá hối đối thực sử dụng trong phân tích hồi quy được tính trong các hồi quy là độ lệch chuẩn hàng năm của tỷ lệ tăng trưởng của tỷ giá thực hiệu lực:
, , = stdev[ ln(REERit) – ln(REERit-1)]
iii) Phương pháp đo lường thứ ba là mức độ định giá quá mức tỷ giá thực có hiệu lực: Là chênh lệch tỷ giá hối đối thực có hiệu lực và giá trị dự báo (ký hiệu là RR3).
Để xây dựng phương pháp đo lường việc định giá cao tỷ giá hối đoái thực, chúng ta sử dụng phương pháp của Dollar (1992). Khái niệm trạng thái cân bằng của tỷ giá hối đoái thực là ngang giá sức mua điều chỉnh từ sự khác biệt trong giá tương đối của hàng hóa phi mậu dịch và mậu dịch do sự khác biệt về các nguồn lực (ví dụ như hiệu ứng "Balassa-Samuelson": Năng suất lao động (NSLĐ) là nội dung chính trong mơ hình. Mơ hình gắn với sự dịch chuyển của tỷ giá thực trong dài hạn, kiểm định xem sự dịch chuyển của tỷ giá thực có đúng như lý thuyết PPP phát biểu hay không. Các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rằng NSLĐ của các nước phát triển cao hơn so với các nước đang phát triển. Sự khác biệt trong NSLĐ xảy ra phần lớn trong khu vực hàng hoá mậu dịch so với khu vực hàng hoá phi mậu dịch. Theo như giả định của mơ hình, mức lương trong khu vực hàng hoá mậu dịch và phi mậu dịch là như nhau tại mỗi quốc gia và chúng liên quan mật thiết với NSLĐ. Hơn nữa, mức lương tác động đến giá cả và mức lương được xác định bởi NSLĐ). Theo Dollar (1992), chúng ta thực hiện hồi quy gộp OLS như sau, với biến thu nhập bình quân đầu người và biến giả địa lý được sử dụng như là đại diện cho yếu tố nguồn lực:
ln(REERi,t) = α + ln(Yit) + i,t (*) Trong đó Yit là GDP bình qn đầu người, tính theo USD. Vì vậy, định giá cao tỷ giá thực được đo lường như sau:
ROV Ii,t = REERi,t – ,
Trong đó, , là giá trị thu được từ việc lấy antilog của chuỗi dự báo trong hồi quy (*).
Phát triển tài chính: Được đo lường theo tỷ lệ giữa tổng giá trị tín dụng cá nhân
được cung cấp bởi ngân hàng và các tổ chức tài chính khác so với GDP.
Tập hợp biến kiểm soát: Bao gồm:
Giáo dục: Tỷ lệ người tham gia học trung học so với tổng dân số trong độ tuổi trung học.
Lạm phát: Tỷ lệ thay đổi CPI hàng năm.
Quy mơ của chính phủ để đảm bảo ổn định của nền kinh tế vĩ mơ: Chi tiêu chính phủ so với GDP.
Độ mở thương mại: Tổng giá trị xuất nhập khẩu so với GDP.
Giá trị đầu tư FDI: giá trị dòng FDI đầu tư ròng vào Việt Nam so với GDP.
Đối với các biến không dừng, tác giả điều chỉnh bằng cách lấy sai phân các chuỗi.
Ký hiệu biến và kỳ vọng dấu của mơ hình:
Theo báo cáo về phát triển tài chính 2012 tại diễn đàn kinh tế thế thới, mức độ phát triển tài chính của Việt Nam xếp thứ 52/62 quốc gia được báo cáo1, do đó có thể xếp Việt Nam vào nhóm các quốc gia có thị trường tài chính phát triển ở mức độ thấp. Điều này dẫn đến giả thuyết của mơ hình khi nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam là < 0 và > 0 , và tác động của độ linh hoạt/biến động tỷ giá hối
đối ( + ∗ , ) có tương quan ngược chiều tại các nước có thị trường tài chính kém phát triển.
Ngồi ra, ký hiệu các biến và kỳ vọng dấu của mơ hình được thể hiện chi tiết như sau:
Y: biến phụ thuộc – Tăng trưởng GDP bình quân đầu người FD: phát triển tài chính (+)
1
RR1: độ linh hoạt tỷ giá hối đoái theo phân loại của Reinhart và Rogoff (-) RR2: biến động tỷ giá hối đối thực có hiệu lực (-)
RR3: mức độ định giá quá mức tỷ giá thực có hiệu lực (-) INF: lạm phát (-)
GB: chi tiêu chính phủ so với GDP (-) EDU: biến giáo dục (+)
TRADE: Độ mở thương mại (+)
Bảng 3.1: Thống kê mô tả các biến:
Y FD RR1 RR2 RR3 INF GB FDI TRADE
Mean 0.055565 0.530229 2 0.034566 1.36E-08 0.115706 0.064394 0.061239 1.168676 Median 0.055143 0.42321 2 0.027315 -0.00326 0.092182 0.059192 0.05426 1.114731 Maximum 0.077588 1.147235 2 0.086537 0.074164 0.326292 0.083526 0.119395 1.629145 Minimum 0.032137 0.136569 2 0 -0.07864 0.026771 0.054652 0.032575 0.662123 Std. Dev. 0.011899 0.343593 0 0.027484 0.036559 0.071471 0.010193 0.024908 0.309521 Skewness 0.058967 0.431751 NA 0.493226 -0.21441 1.354209 0.951427 0.644727 -0.01035 Kurtosis 2.324583 1.677405 NA 2.016683 2.837506 4.536367 2.228418 2.448933 1.705996 Jarque-Bera 0.430922 2.286986 NA 1.778333 0.19277 8.887957 3.864845 1.802503 1.535301 Probability 0.80617 0.318704 NA 0.410998 0.908114 0.011749 0.144797 0.406061 0.464102 Sum 1.22242 11.66504 44 0.760447 3.00E-07 2.545528 1.416676 1.347252 25.71088 Sum Sq. Dev. 0.002974 2.479174 0 0.015863 0.028068 0.107269 0.002182 0.013029 2.011872 Observations 22 22 22 22 22 22 22 22 22
Bảng 3.2: Ma trận hệ số tương quan
Y TRADE RR3 RR2 INF GB FDI FD EDU
Y 1 -0.49907 -0.01583 -0.11975 0.336653 0.448783 0.352037 -0.45879 0.1629 TRADE -0.49907 1 0.490234 0.070101 -0.17958 -0.6581 -0.17026 0.941965 -0.56808 RR3 -0.01583 0.490234 1 -0.10332 -0.28325 0.147247 0.31565 0.51657 0.158825 RR2 -0.11975 0.070101 -0.10332 1 0.210122 0.034142 0.357585 0.201532 -0.02958 INF 0.336653 -0.17958 -0.28325 0.210122 1 0.019666 0.292258 -0.10275 0.147997 GB 0.448783 -0.6581 0.147247 0.034142 0.019666 1 0.634298 -0.6245 0.865823 FDI 0.352037 -0.17026 0.31565 0.357585 0.292258 0.634298 1 -0.09209 0.575012 FD -0.45879 0.941965 0.51657 0.201532 -0.10275 -0.6245 -0.09209 1 -0.51873 EDU 0.1629 -0.56808 0.158825 -0.02958 0.147997 0.865823 0.575012 -0.51873 1 Nguồn: World Bank và tính tốn của tác giả
Bảng 3.3. Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Y TRADE RR3 RR2 RR1 INF GB FDI FD EDU
Bậc gốc (P- value) 0.2261 0.6962 0.0006*** 0.0045*** 0.2162 0.0000 0.1206 0.258 0.6454 0.0998* Bậc 1 (P- Value) 0.0036*** 0.0311*** - - 0.0069*** - 0.0041*** 0.0118** 0.0053*** - *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: World Bank và tính tốn của tác giả Đối với các chuỗi dữ liệu không dừng ở bậc gốc, kết quả hồi quy sẽ thực hiện bằng cách lấy sai phân các chuỗi dữ liệu.