Crash Break Crash Break
Thái Lan Việt Nam
log RER -5.20269** -4.86682* -4.42556 -3.99382 (2006Q4) (2010Q3) (2007Q4) (2007Q4) ∆ log RER -5.11235** -5.23353** -5.79407*** -5.78582*** (2008Q3) (2008Q2) (2008Q3) (2008Q3) log TOT -5.11206** -5.44961** -4.23641 -4.2504 (2011Q3) (2010Q3) (2005Q3) (2005Q1) ∆ log TOT -4.74225* -6.78656*** -5.55744*** -5.52653** (2011Q1) (2002Q3) (2004Q3) (2008Q1) log PD -3.71921 -4.34044 -1.65231 -2.33211 (2009Q4) (2004Q2) (2011Q4) (2010Q1) ∆ log PD -5.12293** -5.18714** -8.04438*** -8.60539*** (2008Q3) (2008Q3) (2008Q4) (2008Q4) log RD -3.81574 -2.65238 -3.92063 -3.47946 (2008Q1) (2008Q4) (2009Q2) (2009Q2) ∆ log RD -4.67989* -5.45438** -6.53382*** -6.45167*** (2011Q3) (2007Q4) (2007Q4) (2007Q4) log O -5.27177** -5.41617** -5.34439*** -6.05678*** (2008Q4) (2008Q4) (2008Q4) (2008Q4) ∆ log O -6.41847*** -6.3527*** -6.25304*** -6.19804*** (2008Q4) (2008Q4) (2008Q3) (2008Q3) DR1 -3.90178 -3.87026 -3.2387 -3.7006 (2005Q1) (2008Q3) (2010Q2) (2007Q4) ∆ DR1 -6.37983*** -6.91499*** -6.99909*** -7.0527*** (2003Q2) (2006Q1) (2009Q1) (2009Q1) DR2 -6.00355 -5.46612 -3.2645 -3.99245 (2004Q2) (2008Q2) (2009Q1) (2007Q1) ∆ DR2 -5.24298** -6.49105** -5.6218*** -5.6588*** (2007Q3) (2005Q3) (2008Q1) (2008Q1)
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews 7.2
Ghi chú: Khi kiểm định nghiệm đơn vị ZA, Crash có nghĩa là tồn tại một điểm gãy trong hệ số chặn; Break là tồn tại điểm gãy trong cả hệ số chặn và xu hướng. Giá trị trong ngoặc đơn là điểm gãy. * (** và ***) thể hiện có ý nghĩa ở mức 10% (5% và 1%). Và Δ là ký hiệu của các biến sai phân bậc 1.
4.2.Kiểm định đồng liên kết
4.2.1. Phương pháp của Engle và Granger (EG)
Bảng 4.3. Kết quả kiểm tra đồng liên kết bằng phương pháp khử xu hướng GLS của EG của phương trình 1a
Phương trình 1a
DF PP
Khử xu hướng khi tồn tại hằng số
Philippines -1.2745(0) -2.3354(0)
Singapore -1.7243*(0) -2.0013(0)
Thái Lan -0.7078(4) -4.6756***(4)
Việt Nam -2.1407**(0) -2.3734(0)
Khử xu hướng khi tồn tại hằng số và xu hướng
Philippines -1.9683(0) -2.1856(0)
Singapore -1.8659(0) -2.0211(0)
Thái Lan -3.8224***(0) -4.9518***(0)
Việt Nam -2.4825(0) -2.3096(0)
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews 7.2
Ghi chú: giá trị trong ngoặc đơn thể hiện độ trễ được sử dụng trong kiểm định. * (** và ***) thể hiện có ý nghĩa ở mức 10% (5% và 1%)
Bảng 4.4. Kết quả kiểm tra đồng liên kết bằng phương pháp khử xu hướng GLS của EG của phương trình 1b
Phương trình 1b
DF PP
Khử xu hướng khi tồn tại hằng số
Philippines -2.2784**(1) -3.0919**(1)
Singapore -2.0412**(0) -2.0094(0)
Thái Lan -1.0657(4) -3.3709**(0)
Việt Nam -2.4729**(0) -2.4361(0)
Khử xu hướng khi tồn tại hằng số và xu hướng
Philippines -3.5722**(1) -3.7873**(1)
Singapore -2.3844(0) -2.4311(0)
Thái Lan -2.9196*(1) -4.4511***(1)
Ghi chú: giá trị trong ngoặc đơn thể hiện độ trễ được sử dụng trong kiểm định. * (** và ***) thể hiện có ý nghĩa ở mức 10% (5% và 1%)
Kết quả kiểm định đồng liên kết dựa trên phần dư với phương pháp khử xu hướng GLS của EG được trình bài trong Bảng 4.3 và Bảng 4.4 (Chi tiết xem thêm phụ
lục 3), độ trễ sử dụng để ước tính số liệu thống kê kiểm định nghiệm đơn vị được
dựa trên tiêu chuẩn thông tin Akaike (AIC). Theo Bảng 4.3, kiểm định đồng liên kết cho phương trình 1a, kết quả cho thấy tỷ giá hối đoái thực, tỷ lệ thương mại, khác biệt năng suất, và khác biệt giữa dự trữ có dấu hiệu đồng liên kết ở Singapore, Thái Lan và Việt Nam; tuy nhiên chỉ có Thái Lan là có kết quả đồng liên kết mạnh; và đặc biệt là không tồn tại đồng liên kết ở Philippines. Theo bảng 4.4, kết quả kiểm tra đồng liên kết ở phương trình 1b thì tỷ lệ thương mại và giá dầu thực cũng có kết quả đồng liên kết mạnh ở Phillipines và kết quả đồng liên kết yếu ở ba quốc gia Singapore, Thái Lan và Việt Nam.
Với kết quả trên, để có kết luận chắc chắn là các biến có đồng liên kết tại bốn quốc gia đang xem xét hay không, cần phải thực hiện kiểm định đồng liên kết Johansen.
4.2.2. Phương pháp kiểm định đồng liên kết của Johansen
Trước tiên, chúng ta cần xác định độ trễ tối ưu khi kiểm định đồng liên kết Johansen vì nếu chọn độ trễ quá nhỏ sẽ đủ để đánh giá tác động của các cú sốc, còn chọn độ trễ q cao mà số quan sát trong mơ hình khơng đủ lớn sẽ dẫn đến thiếu bậc tự do. Trong phần này đề tài sẽ sử dụng kiểm định Lag length Criteria để lựa chọn độ trễ tối ưu cho các quốc gia nghiên cứu cho mơ hình. Từ Bảng 4.5 chúng ta có thể lựa chọn độ trễ cho Philippines là 2, Singapore là 3, Thái Lan là 2 và Việt Nam là 2. Kết quả chi tiết xem thêm phụ lục 4.
Bảng 4.5. Kết quả xác định độ trễ cho mơ hình
Quốc gia/
Tiêu chuẩn LR FPE AIC SC HQ
Philippines 2 2 2 1 1
Singapore 3 3 4 1 1
Thái Lan 2 2 2 1 2
Việt Nam 2 2 2 1 1
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews 7.2
Sau khi chọn được độ trễ tối ưu cho từng quốc gia, chúng ta chạy kiểm định đồng liên kết Johansen (1988) và trình bài kết quả thu được trong Bảng 4.6. Kết quả của λMax và λTrace được tính tốn với hệ số chặn và không tồn tại xu hướng trong VAR. Nhìn chung, các bằng chứng của hai vector đồng liên kết là có thể chấp nhận cho 4 quốc gia. (kết quả chi tiết xem thêm phụ lục 5)
Bảng 4.6. Kết quả kiểm tra đồng liên kết Johansen
Mơ hình λMax test statistic λTrace test statistic
H0 r=0 r<=1 r<=2 r<=3 r<=4 r=0 r<=1 r<=2 r<=3 r<=4 Ha r=1 r=2 r=3 r=4 r=5 r>=1 r>=2 r>=3 r>=4 r>=5 Philippines 1 51.06** 16.37 13.63 7.51 1.21 89.76** 38.71 22.34 8.71 1.21 2 57.90** 24.05 18.75 10.95 5.13 116.77** 58.87** 34.82** 16.07* 5.13 Singapore 1 38.59** 22.40 14.19 6.82 1.07 83.06** 44.47 22.07 7.89 1.07 2 38.21** 33.64** 13.67 6.52 0.75 92.80** 54.58** 20.94 7.27 0.75 Thái Lan 1 29.38 21.08 13.31 3.60 2.35 69.71* 40.33 19.25 5.95 2.35 2 31.61* 19.82 10.00 5.45 3.26 70.14* 38.53 18.71 8.71 3.26 Việt Nam 1 33.39* 16.62 10.63 8.82 0.81 70.27* 36.88 20.26 9.63 0.81 2 30.65 19.49 14.11 8.45 3.17 75.86** 45.21 25.72 11.61 3.17 c.v. 1 33.64 27.42 21.12 14.88 8.07 70.49 48.88 31.54 17.86 8.07 c.v. 2 31.02 24.99 19.02 12.98 6.5 66.23 45.7 28.78 15.75 6.5
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews 7.2
Ghi chú: c.v. 1 (c.v. 2) là ký hiệu của giá trị tới hạn (critical value) ở mức ý nghĩa 5% (10%). Giá trị tới hạn lấy từ nghiên cứu của Pesaran, Shin, và Smith (2000). * (**) thể hiện có ý nghĩa ở mức 10% (5%)
4.3. Kết quả ước lượng của mơ hình hiệu chỉnh sai số (VECM)
Sau khi thu được kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen là các biến trong mơ hình có quan hệ đồng liên kết, mơ hình hiệu chỉnh sai số (VECM) được sử dụng để kiểm tra mối quan hệ giữa các biến và mức ý nghĩa của các yếu tố khi tác động đến tỷ giá hối đoái thực. Xem chi tiết phụ lục 6.
Bảng 4.7. Kết quả mơ hình VECM của Philippines
Philippines
Mơ hình 1
LogRERt = – 0.6507logTOTt – 0.0055logPDt + 0.2318logRDt
(1.6332) (10.0604***) (6.4169**) LogTOTt = 0.7584logOt
(0.2671)
LL1= 0.7938; LL2=780.06; LM=2.67(26%); Hetero=14.22(58%)
Mơ hình 2
LogRERt = – 0.5087logTOTt – 0.6991logPDt + 0.6374logRDt (0.6557) (15.8576***) (2.6829) LogTOTt = 0.7841logOt
(1.1271)
LL1= 4.6682**; LL2=781.33; LM=1.17(56%); Hetero=10.24(85%)
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews 7.2
Ghi chú: Giá trị trong ngoặc đơn phía dưới phương trình là giá trị thống kê log likelihood để kiểm tra hệ số của biến giải thích bằng khơng. LL1 là giá trị thống kê log likelihood kiểm tra sự ràng buộc của hai vectơ đồng liên kết. LL2 là giá trị thống kê log likelihood cho mức độ phù hợp của tổng thể mơ hình. LM là hệ số kiểm tra tự tương quan của phần dư, Hetero là hệ số kiểm tra phương sai thay đổi và giá trị trong ngoặc đơn là mức ý nghĩa (P-value). * (** và ***) thể hiện có ý nghĩa ở mức 10% (5% và 1%)
Kết quả mơ hình VECM của philippines được trình bài trong Bảng 4.7. Phương trình tỷ giá hối đối thực và tỷ lệ thương mại đều được ước lượng. Kết quả kiểm định thống kê tỷ số log likelihood (LL2), kiểm tra sự phù hợp tổng thể mơ hình thì mơ hình 2 phù hơp hơn. Tỷ số log likelihood (LL1) kiểm tra các ràng buộc của
việc tách phương trình giá dầu thực ra ước lượng riêng là phù hợp. Các chỉ số LM và Hetero (kết quả chi tiết xem thêm phụ lục 7) cho kết quả là không tồn tại tự tương quan và phương sai thay đổi. Biến khác biệt năng suất có ý nghĩa ở mức 1% khi bác bỏ giả thiết bằng khơng, và khi khác biệt năng suất tăng thì đồng nội tệ Philippines tăng giá, điều này phù hợp với giả thiết ban đầu. Theo mơ hình 1, thì cả biến khác biệt năng suất, và khác biệt dự trữ đều có thể bác bỏ giả thiết hệ số bằng không ở mức ý nghĩa lần lượt là 1% và 5%, khi khác biệt dự trữ tăng thì tỷ giá thực tăng hay đồng nội tệ giảm giá.
Bảng 4.8. Kết quả mơ hình VECM của Singapore
Singapore
Mơ hình 1
LogRERt = – 0.6936logTOTt + 0.3041logPDt + 1.2488logRDt
(1.6940) (4.6822) (3.7822)
LogTOTt = 0.1924logOt
(10.7750**)
LL1= 10.3059***; LL2=876.34; LM=4.78(19%); Hetero=15.69(79%)
Mơ hình 2
LogRERt = – 0.2638logTOTt + 1.0153logPDt + 5.1145logRDt (3.3401) (4.4462) (3.2840) LogTOTt = 1.4555logOt
(11.3740***)
LL1= 2.9312*; LL2=868.04; LM=5.52(14%); Hetero=16.12(76%)
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews 7.2
Ghi chú: Giá trị trong ngoặc đơn phía dưới phương trình là giá trị thống kê log likelihood để kiểm tra hệ số của biến giải thích bằng khơng. LL1 là giá trị thống kê log likelihood kiểm tra sự ràng buộc của hai vectơ đồng liên kết. LL2 là giá trị thống kê log likelihood cho mức độ phù hợp của tổng thể mơ hình. LM là hệ số kiểm tra tự tương quan của phần dư, Hetero là hệ số kiểm tra phương sai thay đổi và giá trị trong ngoặc đơn là mức ý nghĩa (P-value). * (** và ***) thể hiện có ý nghĩa ở mức 10% (5% và 1%)
Kết quả mơ hình VECM của Singapore được trình bài trong Bảng 4.8. Kết quả kiểm định thống kê tỷ số log likelihood (LL2), kiểm tra sự phù hợp tổng thể mơ hình thì mơ hình 1 phù hơp hơn. Tỷ số log likelihood (LL1) kiểm tra các ràng buộc
của hai vectơ đồng liên kết, bị bác bỏ với mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này cho thấy việc tách giá dầu thực ra ước lượng riêng là phù hợp cho trường hợp của Singapore. Các chỉ số LM và Hetero cho kết quả là không tồn tại tự tương quan ở phần dư và phương sai thay đổi. Từ mơ hình 1, thì biến giá dầu thực bác bỏ giả thuyết là hệ số bằng không ở mức ý nghĩa 5%. Khi giá dầu thực tăng thì tỷ lệ thương mại tăng, điều này khác với kỳ vọng nghịch biến ban đầu. Có thể giải thích sự khác biệt này là do tỷ giá thực không phản ánh đầy đủ các yếu tố ảnh hưởng cơ bản tại Singapore.
Bảng 4.9. Kết quả mơ hình VECM của Thái Lan
Thái Lan
Mơ hình 1
LogRERt = 0.8238logTOTt + 0.5325logPDt + 0.0112logRDt
(16.5096***) (1.4140) (0.0405) LogTOTt = – 0.2572logOt
(4.4092)
LL1= 1.5915; LL2=791.84; LM=3.02(22%); Hetero=26.24(5%)
Mơ hình 2
LogRERt = 0.9381logTOTt + 0.3997logPDt – 0.0482logRDt (12.6610***) (1.4477) (0.0214) LogTOTt = – 0.2643logOt
(3.0871)
LL1= 3.2994*; LL2=792.66; LM=5.50(6%); Hetero=23.06(11%)
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews 7.2
Ghi chú: Giá trị trong ngoặc đơn phía dưới phương trình là giá trị thống kê log likelihood để kiểm tra hệ số của biến giải thích bằng khơng. LL1 là giá trị thống kê log likelihood kiểm tra sự ràng buộc của hai vectơ đồng liên kết. LL2 là giá trị thống kê log likelihood cho mức độ phù hợp của tổng thể mơ hình. LM là hệ số kiểm tra tự tương quan của phần dư, Hetero là hệ số kiểm tra phương sai thay đổi và giá trị trong ngoặc đơn là mức ý nghĩa (P-value). * (** và ***) thể hiện có ý nghĩa ở mức 10% (5% và 1%)
Kết quả mơ hình VECM của Thái Lan được trình bài trong Bảng 4.9. Kết quả kiểm định thống kê tỷ số log likelihood (LL2), kiểm tra sự phù hợp tổng thể mơ
của hai vectơ đồng liên kết, bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 10%, ủng hộ việc tách giá dầu thực ra ước lượng riêng cho trường hợp của Thái Lan. Theo mơ hình 2, các chỉ số LM và Hetero cho kết quả là tồn tại tự tương quan ở phần dư và khơng có phương sai thay đổi. Từ mơ hình 2, thì biến tỷ lệ thương mại có thể bác bỏ giả thuyết hệ số bằng không với mức ý nghĩa là 1%. Tuy nhiên khi tỷ lệ thương mại tăng thì đồng nội tệ Thái Lan bị định giá thấp, dấu của biến này khác với kỳ vọng ban đầu. Điều này có thể do tỷ giá thực tại Thái Lan không phản ánh đầy đủ các yếu tố cơ bản tác động.
Bảng 4.10. Kết quả mơ hình VECM của Việt Nam
Việt Nam
Mơ hình 1
LogRERt = 1.1599logTOTt – 1.2483logPDt – 0.1087logRDt
(0.2473) (3.9714) (1.4722)
LogTOTt = – 0.2631logOt
(6.3186**)
LL1= 11.7019***; LL2=812.30; LM=0.84(66%); Hetero=17.22(37%)
Mơ hình 2
LogRERt = 3.5202logTOTt – 0.2999logPDt + 0.1355logRDt (0.1815) (2.0651) (0.4815) LogTOTt = – 0.3596logOt
(5.2899*)
LL1= 9.0215***; LL2=805.02; LM=7.77 (2%); Hetero=12.70(69%)
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews 7.2
Ghi chú: Giá trị trong ngoặc đơn phía dưới phương trình là giá trị thống kê log likelihood để kiểm tra hệ số của biến giải thích bằng khơng. LL1 là giá trị thống kê log likelihood kiểm tra sự ràng buộc của hai vectơ đồng liên kết. LL2 là giá trị thống kê log likelihood cho mức độ phù hợp của tổng thể mơ hình. LM là hệ số kiểm tra tự tương quan của phần dư, Hetero là hệ số kiểm tra phương sai thay đổi và giá trị trong ngoặc đơn là mức ý nghĩa (P-value). * (** và ***) thể hiện có ý nghĩa ở mức 10% (5% và 1%)
Kết quả mơ hình VECM của Việt Nam được trình bài trong Bảng 4.10. Kết quả kiểm định thống kê tỷ số log likelihood (LL2), kiểm tra sự phù hợp tổng thể mơ hình thì mơ hình 1 phù hơp hơn. Tỷ số log likelihood (LL1) kiểm tra các ràng buộc
của hai vectơ đồng liên kết, bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa 1%, cho nên việc tách giá dầu thực ra ước lượng riêng là phù hợp cho trường hợp của Việt Nam. Theo mơ hình 1, các chỉ số LM và Hetero cho kết quả là không tồn tại tự tương quan ở phần dư và phương sai thay đổi. Từ mơ hình 1, có thể bác bỏ giả thuyết hệ số bằng không của biến giá dầu thực với mức ý nghĩa 5. Khi giá dầu thực tăng thì tỷ lệ thương mại giảm (khác với kỳ vọng), nhưng khi tỷ lệ thương mại giảm lại làm đồng nội tệ tăng giá, biến động của giá dầu thực phù hợp kỳ vọng ban đầu vì Việt Nam là nước xuất khẩu rịng dầu. Có thể xảy ra sự khác biệt này là do tỷ giá thực của Việt Nam không phản ánh đầy đủ các nhân tố tác động, hoặc do chế độ tỷ giá kiểm sốt, chính sách điều hành giá.
Tóm lại
Theo kết quả trên, thì việc tách ra hai phương trình tỷ giá thực và tỷ lệ thương mại để kiểm định là phù hợp cho cả bốn nước: Philippines, Singapore, Thái Lan và Việt Nam. Nhìn chung, tỷ lệ thương mại, khác biệt năng suất, khác biệt dự trữ và giá dầu thực được tìm thấy là có vai trị quan trọng trong việc xác định tỷ giá hối đoái thực tại bốn nước Philippines, Singapore, Thái Lan và Việt Nam.
Tuy nhiên, những nhân tố quan trọng để xác định tỷ giá hối đoái thực là khác nhau giữa các nền kinh tế. Theo các nghiên cứu của Gruen và Wilkinson (1994), Chinn (2000), Miyakoshi (2003), Wang và Dunne (2003), Bagchi và các cộng sự (2004), và Egert và các cộng sự (2006) thấy rằng các yếu tố xác định tỷ giá hối đoái thực là khác nhau giữa các nền kinh tế. Khơng có một tập hợp các nhân tố chung nào là có ý nghĩa trong việc xác định tỷ giá hối đoái thực cho các quốc gia. Một cách giải thích cho vấn đề trên có thể xem xét là do chế độ tỷ giá hối đoái khác nhau và mức độ khác nhau của độ mở thương mại của nền kinh tế. Các cách giải thích khác là các mơ hình khác nhau, giai đoạn mẫu, tần số dữ liệu, và các phương pháp được
tính đến các yếu tố tác động khác nhau và yếu tố nào là quan trọng khi muốn xác định các nhân tố ảnh hưởng tới tỷ giá hối đoái thực.
4.4. Dự báo phân rã phương sai.
Trong phần này đề tài thực hiện kỹ thuật phân rã phương sai để xem xét sự biến động trong tỷ giá thực qua thời gian thì yếu tố nào góp phần giải thích nhiều hơn cho sự biến động đó. Kết quả phân rã phương sai chi tiết xem thêm phụ lục 8.
Bảng 4.11. Kết quả phân rã phương sai của Philippines
Philippines – Mơ hình 2 RER TOT PD RD O
1 100 0 0 0 0 2 86.2939 1.49529 1.99582 6.25606 3.95891 3 72.6309 5.00642 2.21611 14.5532 5.59339 4 66.3141 5.24892 1.61323 18.8625 7.96126 5 59.5620 5.14526 1.97467 22.3004 11.0177