Chuỗi Trị thống kê tau p_value Kết quả
lnREER -2.183807 0.4903 Chuỗi không dừng d(lnREER) -5.346467 0.0000 Chuỗi dừng lnGOV -1.737390 0.4080 Chuỗi không dừng d(lnGOV) -3.727783 0.0003 Chuỗi dừng lnM -1.836556 0.3599 Chuỗi không dừng d(lnM) -6.081294 0.0000 Chuỗi dừng lnNFA -2.115734 0.2393 Chuỗi không dừng d(lnNFA) -5.715558 0.0000 Chuỗi dừng lnOPEN -2.282476 0.4364 Chuỗi không dừng d(lnOPEN) -2.626356 0.0936 Chuỗi dừng lnPROD -2.427395 0.3624 Chuỗi không dừng d(lnPROD) -6.716590 0.0000 Chuỗi dừng lnR -2.524056 0.1145 Chuỗi không dừng d(lnR) -13.54003 0.0000 Chuỗi dừng
3.2. Kỹ thuật đồng liên kết của Johansen
Việc ƣớc lƣợng phƣơng trình đồng liên kết và các mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM địi hỏi cần phải lựa chọn độ trễ tối ƣu cho mơ hình. Độ trễ tối ƣu đƣợc lựa chọn bằng cách xem xét độ nhạy của mơ hình VAR với số độ trễ khác nhau của các biến (Bảng 3.2):
Bảng 3.2: Lựa chọn độ trễ tối ưu
Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ
0 310.2007 NA 1.56e-13 -9.625420 -9.387294 -9.531764 1 787.4932 833.3678 1.96e-19 -23.22201 -21.31700 -22.47276 2 902.3359 174.9985* 2.56e-20* -25.31225 -21.74036* -23.90741* 3 942.0661 51.71223 3.99e-20 -25.01797 -19.77920 -22.95753 4 998.9572 61.40634 4.23e-20 -25.26848 -18.36283 -22.55246 5 1072.818 63.30908 3.40e-20 -26.05771* -17.48517 -22.68609
LR: sequential modified LR test statistic FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion
(Nguồn: Tính tốn từ Eview 9)
Dựa trên các tiêu chuẩn kiểm định LR, sai số dự báo cuối cùng (FPE), tiêu chuẩn thông tin Schwarz (SC) và tiêu chuẩn Hannan – Quinn (HQ), độ trễ tối ƣu đƣợc lựa chọn trong mơ hình VECM là 2. Từ điều kiện tất cả các biến số trong mơ hình đều là chuỗi tích hợp ở bậc 1, áp dụng quy trình kiểm định đồng liên kết do Johansen đề xuất thông qua 2 kiểm định là kiểm định Trace và kiểm định giá trị riêng cực đại Max – Eigen. Kết quả cho thấy giữa các biến có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết (đồng tích hợp) trong dài hạn tại mức ý nghĩa α = 5% (Bảng 3.3):
Bảng 3.3: Kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen Kiểm định Trace Kiểm định Max – Eigen Số phƣơng trình đồng tích hợp giả định Giá trị Eigen Thống kê Trace p_value Thống kê MaxEigen p_value Không 0.630918 178.8869 0.0000 64.78780 0.0002 Tối đa có 1 0.463922 114.0991 0.0015 40.52597 0.0445 Tối đa có 2 0.342460 73.57312 0.0243 27.25127 0.2501 Tối đa có 3 0.326112 46.32185 0.0692 25.65499 0.0865 Tối đa có 4 0.168312 20.66686 0.3787 11.97938 0.5497 Tối đa có 5 0.100544 8.687482 0.3951 6.887757 0.5025 Tối đa có 6 0.027308 1.799726 0.1797 1.799726 0.1797 (Nguồn: Tính tốn từ Eview 9)
3.3. Kết quả hồi quy VECM
Từ kết quả phân tích đồng liên kết của Johansen, kết quả ƣớc lƣợng mơ hình VECM thể hiện mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến và sai số hiệu chỉnh trong ngắn hạn đƣợc trình bày trong Bảng 3.4:
Bảng 3.4: Kết quả ước lượng mơ hình VECM
Hệ số đồng liên kết chuẩn hóa
lnREER lnGOV lnM lnNFA lnOPEN lnPROD lnR C 1.00000 0 -0.485747 (0.23073) [-2.10530] 1.012110 (0.13901) [ 7.28065] 0.167920 (0.07036) [ 2.38648] -2.417631 (0.17346) [-13.9380] -1.126212 (0.26367) [-4.27127] 0.186041 (0.02506) [ 7.42413] -6.006230 Hệ số hiệu chỉnh
d(lnREER) d(lnGOV) d(lnM) d(lnNFA) d(lnOPEN) d(lnPROD) d(lnR)
-0.140795 (0.02978) [-4.72785] 0.010565 (0.01471) [ 0.71838] 0.054550 (0.08182) [ 0.66670] -0.364931 (0.13902) [-2.62507] 0.033358 (0.01822) [ 1.83117] 0.027950 (0.06961) [ 0.40150] -0.297244 (0.91970) [-0.32320]
Chú thích: sai số chuẩn của ƣớc tính đƣợc thể hiện trong ngoặc đơn, trị thống kê t đƣợc thể hiện trong dấu ngoặc vng
(Nguồn: Tính tốn từ Eview 9)
Từ kết quả ƣớc lƣợng VECM ở bảng 3.4, phƣơng trình cân bằng dài hạn của REER đƣợc viết lại nhƣ sau:
lnREER = 6.006230 + 0.485747 lnGOV – 1.012110 lnM – 0.167920 lnNFA +
2.417631 lnOPEN + 1.126212 lnPROD – 0.186041 lnR (3.1)
Giá trị tới hạn của phân phối Student với bậc tự do là 65 (tƣơng ứng với 66 quan sát sau khi điều chỉnh của mơ hình VECM) ở các mức ý nghĩa α khác nhau: α = 1%, α = 5% và α = 10% lần lƣợt là 2.653604469, 1.997137908 và 1.668635976. Nhƣ vậy có thể thấy tất cả các biến trong mơ hình đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (GOV, NFA) và 1% (M, OPEN, PROD, R).
3.4. Kiểm định tính bền vững của mơ hình
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
(Nguồn: Eview 9)
Đồ thị 3.1: Kiểm định nghiệm đặc trưng AR
Kết quả kiểm định nghiệm đặc trƣng AR cho thấy tất cả các nghiệm của đa thức đặc trƣng đều nằm trong vòng tròn đơn vị (Đồ thị 3.1), nhƣ vậy các kết quả ƣớc lƣợng thu đƣợc là bền vững. Bên cạnh đó, mơ hình cũng vƣợt qua các kiểm
định trên phần dƣ, bao gồm: kiểm định tính dừng, kiểm định phƣơng sai thay đổi và kiểm định tự tƣơng quan ở mức ý nghĩa α = 1% (Bảng 3.5)
Bảng 3.5: Kiểm định mơ hình VECM
Kiểm định tính dừng
Trị thống kê tau p_value Kết luận
-7.289159 0.0000 Chuỗi phần dƣ là chuỗi dừng
Kiểm định tự tƣơng quan
Bậc LM–Stat p_value Kết luận
1 36.11137 0.9144 Khơng có tự tƣơng quan bậc 1 2 56.00196 0.2288 Khơng có tự tƣơng quan bậc 2
Kiểm định phƣơng sai thay đổi (White test – No Cross Terms)
Chi-sq p_value Kết luận
841.8990 0.4751 Không tồn tại phƣơng sai thay đổi
(Nguồn: Tính tốn từ Eview 9)
3.5. Ƣớc tính sai lệch của tỷ giá hối đối thực
Nghiên cứu sử dụng bộ lọc Hodrick-Prescott để loại bỏ các biến động ngẫu nhiên và tức thời trong ngắn hạn của các chuỗi dữ liệu gốc, với hệ số làm nhẵn đƣợc đề xuất là 50 (Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh, 2012; Nguyễn Cẩm Nhung và Hồng Minh Trí, 2016), từ đó thu đƣợc các giá trị ƣớc lƣợng ổn định trong dài hạn của các biến giải thích. Từ những giá trị ổn định dài hạn này, trên cơ sở kết quả ƣớc lƣợng của phƣơng trình (3.1) , kết quả ƣớc tính diễn biến của tỷ giá thực trong thực tế so với tỷ giá thực cân bằng dài hạn (EREER) đƣợc thể hiện thông qua đồ thị 3.2 và mức độ sai lệch của tỷ giá thực trong thực tế so với tỷ giá thực cân bằng đƣợc thể hiện thông qua đồ thị 3.3:
80 100 120 140 160 180 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 REER EREER
Đồ thị 3.2: Diễn biến của REER so với EREER từ 2000 – 2016
-30 -20 -10 0 10 20 30 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016
CHƢƠNG IV: ĐÁNH GIÁ VÀ KẾT LUẬN
4.1. Các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam
Kết quả hồi quy từ phƣơng trình (3.1) cho thấy hệ số ƣớc lƣợng của tất cả các biến, đều có ý nghĩa thống kê. Theo đó, xếp theo thức tự độ mở của nền kinh tế là yếu tố có ảnh hƣởng mạnh nhất đến tỷ giá hối đối thực có hiệu lực, tiếp theo sau đó là chệnh lệch năng suất, quy mơ cung tiền, chi tiêu của chính phủ, chênh lệch lãi suất và cuối cùng là tỷ lệ tài sản có ngoại tệ ròng.
Trong dài hạn, độ mở của nền kinh tế có tác động mạnh nhất đến sự thay đổi của tỷ giá hối đoái thực. Độ mở cửa tăng lên 1% sẽ khiến cho REER tăng tới 2.418%. Nhƣ vậy, trong dài hạn việc mở cửa nền kinh tế mang lại tác động giảm giá của khu vực hàng hóa mậu dịch trong nƣớc mạnh hơn tác động cải thiện cán cân thƣơng mại. Trong những năm gần đây, Việt Nam đã tham gia đàm phán và ký kết nhiều Hiệp định thƣơng mại tự do (FTA) quan trọng với các tổ chức quốc tế và các quốc gia trên thế giới, với 16 Hiệp định thƣơng mại tự do đang trong quá trình đàm phán, ký kết và thực thi; có 12 Hiệp định đã đƣợc thơng qua, trong số đó có 10 Hiệp định đang đƣợc thực thi, với nhiều hiệp định quan trọng nhƣ: Hiệp định thƣơng mại tự do giữa Việt Nam – Nhật Bản, Việt Nam – Hàn Quốc, Việt Nam – Chile, Việt Nam – Liên minh Á Âu (EEUV – FTA), Hiệp định Thƣơng mại tự do Việt Nam – Liên minh Châu Âu (EVFTA) và điển hình là Hiệp định Đối tác xuyên Thái Bình Dƣơng (TPP) ký năm 2015. Dƣới ảnh hƣởng của tự do hóa thƣơng mại, hàng hóa nhập khẩu trở nên rẻ hơn, kéo theo giá cả hàng hóa và dịch vụ trong nƣớc giảm khiến cho REER tăng lên. Mặt khác, nghiên cứu thực nghiệm của Edwards (1997) cũng đã chỉ ra rằng: gia tăng độ mở của nền kinh tế đem lại cơ hội thu hút nguồn vốn đầu tƣ và nâng cao khả năng tích lũy, qua đó thúc đẩy tăng trƣởng kinh tế và gia tăng năng lực sản xuất. Dƣới tác động của hiệu ứng Balassa – Samuelson, năng lực sản xuất tăng sẽ khiến cho REER tăng lên. Thực tế, Việt Nam đƣợc đánh giá là một điểm sáng hấp dẫn đầu tƣ nƣớc ngoài với tốc độ tăng trƣởng tốt và luật đầu tƣ
kinh doanh khá cởi mở. Đầu tƣ trực tiếp từ nƣớc ngoài vào Việt Nam tăng rất mạnh trong những năm gần đây, theo báo cáo của Bộ kế hoạch và Đầu tƣ, dòng vốn ngoại tệ chảy vào Việt Nam đã cán mốc 35.88 tỷ USD vào năm 2017, tăng 44.4% so với năm 2016. Bên cạnh đó, theo thống kê của báo Financial Times, Việt Nam đứng đầu trong danh sách 14 quốc gia thu hút vốn đầu tƣ trực tiếp nƣớc ngoài liên tiếp trong hai năm từ 2014 đến 2015. Nhƣ vậy, việc mở cửa ngoại thƣơng đem lại khơng ít cơ hội nhƣng đồng thời cũng đặt ra khơng ít thách thức cho nền kinh tế. Tóm lại, OPEN có mối tƣơng quan cùng chiều so với REER, kết quả thu đƣợc cũng giống với kết quả của nghiên cứu trƣớc đó tại Việt Nam của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) và nghiên cứu của Nguyễn Cẩm Nhung và Hồng Minh Trí (2016).
Chênh lệch năng lực sản xuất là yếu tố có ảnh hƣởng mạnh đến tỷ giá thực, xếp thứ hai sau độ mở của nền kinh tế. Hệ số hồi quy của biến PROD cho thấy năng lực sản suất tăng 1% sẽ khiến cho REER tăng thêm 1.126%, dấu của hệ số hồi quy đúng với kỳ vọng ban đầu, phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson. Theo số liệu từ Tổng cục Thống kê, năng suất lao động Việt Nam trong giai đoạn từ 2001 – 2012 tăng bình quân 5.3%/năm, trong đó yếu tố dịch chuyển cơ cấu lao động đóng góp tới 49.8% vào tăng trƣởng năng suất tổng thể. Điều này hàm ý tồn tại sự khác biệt rất lớn trong năng suất lao động giữa các ngành, việc chuyển dịch cơ cấu lao động diễn ra mạnh mẽ trong nhiều năm, từ các ngành nơng nghiệp có năng suất và mức thu nhập thấp sang các ngành cơng nghiệp và dịch vụ có mức năng suất và thu nhập cao hơn là cơ sở quan trọng giải thích hiệu ứng Balassa – Samuelson tại Việt Nam. Mặt khác, theo số liệu cân đối thƣơng mại từ năm 2000 – 2015 của Tổng cục Thống kê, thâm hụt cán cân thƣơng mại của Việt Nam kể từ năm 2000 là rất lớn do tác động từ nhập siêu, tình trạng thâm hụt chỉ đƣợc cải thiện dần kể từ năm 2012 (Đồ thị 3.1). Nhƣ vậy, dƣới tác động của hiệu ứng Balassa – Samuelson, năng suất tăng lên kéo theo giá cả hàng hóa và dịch vụ nội địa tăng lên, do sự khác biệt giữa hai khu vực hàng hóa mậu dịch và phi mậu dịch, giá cả trong nƣớc tăng khiến tổng cầu
dịch chuyển sang hàng hóa mậu dịch, gây áp lực lên cán cân thƣơng mại, từ đó khiến cho tỷ giá hối đối thực tăng lên.
(Nguồn: Tổng cục thống kê, 2017)
Đồ thị 4.1: Cân đối thương mại Việt Nam năm 2000 – 2015
Yếu tố có tác động đến tỷ giá thực đa phƣơng xếp sau năng lực sản xuất là quy mô cung tiền – M. Dấu của hệ số hồi quy âm cho thấy quy mô cung tiền tăng sẽ gây áp lực mạnh lên giá cả hàng hóa trong nƣớc khiến cho REER giảm, tác động này lấn át so với tác động làm cho đồng nội tệ mất giá khiến REER tăng. Theo kết quả của mơ hình, quy mơ cung tiền tăng 1% sẽ khiến cho tỷ giá hối đối thực có hiệu lực giảm 1.012%. Kết quả này cũng nhất quán với kết quả các nghiên cứu trƣớc đây tại Việt Nam của Nguyễn Cẩm Nhung và Hồng Minh Trí (2016). Bên cạnh đó, Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) cũng chỉ ra rằng: chính sách tiền tệ mở rộng, thơng qua việc gia tăng tín dụng nội địa, dẫn đến quy mơ cung tiền trong nƣớc tăng lên cũng có tác động ngƣợc chiều khiến cho REER giảm xuống.
Bên cạnh quy mơ cung tiền, chi tiêu chính phủ cũng có ảnh hƣởng đến tỷ giá hối đối thực: chi tiêu chính phủ tăng 1% sẽ khiến cho REER tăng thêm 0.486%.
Nhƣ vậy, chi tiêu chính phủ có tác động cùng chiều với REER, cho thấy chi tiêu chính phủ của Việt Nam lệch về phía hàng hóa mậu dịch nhiều hơn hàng hóa phi mậu dịch. Kết quả này cũng tƣơng đồng với nghiên cứu trƣớc đó của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012).
Mức chênh lệch lãi suất thực – R có ảnh hƣởng đến tỷ giá hối đối thực, tuy nhiên mức độ ảnh hƣởng lại khá nhỏ. Mặc dù vậy, dấu của hệ số ƣớc lƣợng biến M vẫn có ý nghĩa thống kê và đúng với kỳ vọng ban đầu: chênh lệch lãi suất thực trong nƣớc so với lãi suất nƣớc ngoài tăng thêm 1% sẽ khiến cho REER giảm 0.186%. Nguyên nhân sự biến động trong chênh lệch lãi suất thực phản ánh chƣa thực sự đầy đủ và rõ nét các thay đổi trong tỷ giá hối đoái ở Việt Nam xuất phát từ chính sách kiểm sốt chặt dịng lƣu chuyển vốn ra nƣớc ngoài và cơ chế điều hành tỷ giá có kiểm sốt của Chính phủ.
Tài sản có ngoại tệ rịng – NFA cũng có ảnh hƣởng đến tỷ giá hối đối thực, dấu của hệ số hồi quy biến NFA âm, đúng với kỳ vọng ban đầu. Tuy nhiên mức độ ảnh hƣởng của NFA cũng khá nhỏ: tỷ lệ tài sản có ngoại tệ rịng tăng thêm 1% sẽ khiến cho REER giảm 0.167%. Về mặt lý thuyết, NFA phản ánh trạng thái cán cân thanh tốn và các dịng chu chuyển vốn quốc tế: NFA tăng lên cho thấy dòng chu chuyển vốn từ nƣớc ngoài chảy vào Việt Nam tăng, kỳ vọng làm tăng mức thu nhập nội địa và chi tiêu cho hàng hóa trong nƣớc, do đó khiến mặt bằng giá cả trong nƣớc tăng lên và làm cho REER giảm xuống. Kết quả của các nghiên cứu tỷ giá trƣớc đây cho thấy: tác động của tỷ lệ tài sản có ngoại tệ rịng đến tỷ giá hối đối thực khơng đồng nhất. Nghiên cứu của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) cùng với Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) cho thấy kết quả biến NFA có tác động đến tỷ giá đúng với kỳ vọng lý thuyết, trong khi nghiên cứu của MacDonald và Vieira (2010) và Vũ Quốc Huy và cộng sự (2012) lại cho thấy NFA có mối tƣơng quan ngƣợc chiều khó giải thích so với REER. Mặc dù hệ số ƣớc lƣợng của NFA trong mơ hình âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tuy nhiên mức
độ tác động đến tỷ giá lại khơng nhiều. Do đó, cần phải theo dõi và đánh giá thêm tác động của biến NFA đối với tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam trong tƣơng lai.
Nhìn chung, tất cả hệ số ƣớc lƣợng của các biến giải thích trong mơ hình đều có ý nghĩa thống kê và mang dấu đúng với kỳ vọng ban đầu. Bên cạnh đó, mơ hình cũng vƣợt qua đƣợc các kiểm định bền vững, cho thấy cách tiếp cận mơ hình tỷ giá cân bằng hành vi là phù hợp và có thể giải thích đƣợc các biến động trong thực tế của tỷ giá hối đoái thực với điều kiện đặc thù riêng biệt của thị trƣờng Việt Nam.
4.2. Mức độ sai lệch tỷ giá hối đoái thực của Việt Nam
Hệ số hiệu chỉnh của mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM âm và có ý nghĩa thống kê, hệ số ƣớc lƣợng nhỏ hơn 1 cho thấy mơ hình có tính ổn định trong dài hạn. Theo đó, nếu các yếu tố kinh tế vĩ mô đẩy tỷ giá thực tăng (hay giảm) ở quý này thì trong quý sau tỷ giá sẽ tự giảm (hoặc tăng) quay về với giá trị cân bằng trong dài hạn. Tuy