PHẦN 4 : KẾT QUẢ
4.5. Phân tích các kết quả hồi quy ngắn hạn và dài hạn
4.5.1. Kết quả ƣớc lƣợng ngắn hạn
Đầu tiên, nghiên cứu phân tích các mối quan hệ ngắn hạn giữa các nhân tố xác định và tỷ giá hối đoái. Kết quả từ Bảng 4.4 cho thấy, tăng trƣởng kinh tế tác động cùng chiều đến tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phƣơng, nói cách khác, khi sản lƣợng thực của nền kinh tế gia tăng 1 đơn vị, ngƣời dân sẽ chi tiêu nhiều hơn, dẫn đến cầu nội tệ tăng cao (Bleaney, 1996), kết quả là đồng nội tệ Việt Nam tăng giá 0,58%. Tác động này có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Mặt khác, tƣơng tự tăng trƣởng thực, dấu tác động của biến lạm phát là dƣơng, nhƣng lại khơng có ý nghĩa thống kê. Do đó, lạm phát không phải là nhân tố xác định tỷ giá trong ngắn hạn. Chuyển sang biến chênh lệch lãi suất, đúng nhƣ dự báo, khi lãi suất Việt Nam cao hơn, tức chệnh lệch với lãi suất nƣớc ngồi sẽ tăng, dịng vốn đầu tƣ từ bên ngoài sẽ đổ bộ vào thị trƣờng Việt Nam nhằm kiếm đƣợc lợi nhuận cao hơn, đẩy cầu nội tệ lên cao, do đó, dẫn đến sự định giá cao đồng VND. Minh chứng là hệ số của biến chênh lệch lãi suất là âm và có ý nghĩa thống kê tại các biến trễ thứ nhất và thứ ba. Tuy các hệ số còn lại là dƣơng, nhƣng tồn bộ đều khơng có ý nghĩa thống kê. Tác giả cũng quan sát đƣợc mẫu hình tƣơng tự cho biến dự trữ ngoại hối. Theo đó, nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ ngƣợc chiều giữa biến FX và tỷ giá NEER tại biến trễ sai phân bậc lẻ và đều có ý nghĩa thơng kê.
Bảng 4.4: Kết quả ƣớc lƣợng ngắn hạn với biến phụ thuộc là ∆LnNEER.
Biến hồi quy Hệ số Sai số chuẩn Tỷ số t p-value
0,336702** 0,155245 2,168849 0,0366
–0,15002 0,139089 –1,07860 0,2877
0,150870 0,131362 1,148505 0,2581
0,412340 0,319014 1,292546 0,2042 –0,05386 0,032118 –1,67701 0,1020 0,095421* 0,050950 1,872834 0,0690 –0,07093 0,045190 –1,56963 0,1250 0,079581*** 0,026329 3,022509 0,0045 –0,14294* 0,079498 –1,79811 0,0803 0,339168*** 0,117544 2,885461 0,0065 –0,27516** 0,115592 –2,38045 0,0226 0,188306** 0,086444 2,178375 0,0358 –0,04712 0,058716 –0,80254 0,4274 –0,18208** 0,074977 –2,42861 0,0201 0,231641*** 0,077804 2,977238 0,0051 –0,16019** 0,061496 –2,60493 0,0132 0,027259 0,019828 1,374780 0,1775 –0,05830** 0,027662 –2,10763 0,0419 0,023571 0,028271 0,833742 0,4098 –0,04438** 0,020595 –2,15508 0,0377 –0,58452*** 0,139244 –4,19781 0,0002
Ghi chú: ***, ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%. Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Tuy nhiên, cung tiền lại thể hiện mối quan hệ không rõ ràng. Các hệ số tác động đổi chiều xen kẽ nhau. Một mặt, các hệ số tại các biến sai phân trễ đều có ý nghĩa thống kê, do đó đủ bằng chứng khẳng định vai trò của cung tiền trong xác định tỷ giá hối đoái Việt Nam. Mặt khác, dấu tác động lại khơng nhất qn, do đó, tác giả chƣa thể kết luận mối quan hệ giữa 2 biến số này. Tƣơng tự với biến cung tiền, tác giả quan sát mẫu hình tƣơng tự cho biến độ mở thƣơng mại TOP. Tại các biến trễ sai phân bậc lẻ,
hệ số tác động là âm, trong khi tại biến trễ sai phân bậc thứ hai, hệ số tác động lại là dƣơng. Cuối cùng, khi nhắc đến hệ số số hạng sai số hiệu chỉnh (ECM), dấu của hệ số âm và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Do đó, sau cú sốc lên tỷ giá, biến số này sẽ điều chỉnh về trạng thái cân bằng dài hạn với tốc độ 58,4% mỗi quý.
4.5.2. Kết quả ƣớc lƣợng dài hạn
Tiếp theo, tác giả quan sát các mối quan hệ dài hạn, đƣợc trình bày tại Bảng 4.5. Theo đó, đầu tiên, tác động cùng chiều ngắn hạn giữa tăng trƣởng kinh tế thực và tỷ giá hối đoái đƣợc giữ nguyên trong dài hạn, hỗ trợ các nghiên cứu trƣớc đây của Bleaney (1996); Mallick (2010); cũng nhƣ mơ hình dự báo của Balassa (1964). Khi tăng trƣởng kinh tế tăng 1%, đồng nội tệ Việt Nam sẽ tăng giá 1%. Ủng hộ các bằng chứng thực nghiệm của Khan và Qayyum (2011) và Khattak và cộng sự (2012), lạm phát thể hiện mối liên kết cùng chiều với tỷ giá trong dài hạn. Sự gia tăng 1% của mức giá nền kinh tế dẫn đến tỷ giá gia tăng 1,17%.
Bảng 4.5: Kết quả ƣớc lƣợng dài hạn của mơ hình ARDL(4,0,1,4,4,4,4) với biến phụ thuộc là NEER.
Biến hồi quy Hệ số Sai số chuẩn Tỷ số t p-value
GDP 1,004743*** 0,262018 3,834628 0,0005 CPI 1,174066*** 0,366873 3,200199 0,0028 IR –0,10467*** 0,019874 –5,26715 0,0000 M –0,47180*** 0,098777 –4,77651 0,0000 TOP –0,06487 0,139374 –0,46550 0,6443 FX 0,086175*** 0,028914 2,980367 0,0051 Hằng số –3,69122 2,666700 –1,38419 0,1746
Ghi chú: *** biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%. Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Bộ 3 biến số chênh lệch lãi suất, cung tiền và độ mở thƣơng mại thể hiện mối tƣơng quan ngƣợc chiều với tỷ giá. Hỗ trợ cho lập luận trƣớc đây (Caves và cộng sự, 1990), cách tiếp cận tỷ giá hối đoái giả định cân bằng thị trƣờng tiền tệ và sức mua tồn tại, do đó, nguồn cung trong nƣớc và nƣớc ngoài, sản lƣợng và chênh lệch lãi suất là yếu tố quyết định chính của tỷ giá hối đối. Nghiên cứu tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ về tác động của chênh lệch lãi suất lên tỷ giá tại mức ý nghĩa 1%; tuy nhiên hệ số này lại là âm, trái ngƣợc với những kỳ vọng ban đầu, về sự chệnh lệch, gây ra hiện tƣợng dòng vốn đổ vào thị trƣờng, làm định giá cao đồng nội tệ. Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu cũng thấy sự trái ngƣợc này, nhƣ Khan và Qayyum (2011) và Mirchandani (2013). Thứ hai là biến cung tiền; theo đó cung tiền gia tăng, sẽ làm VND giảm giá 0,47%. Kết quả này vấp phải các nghiên cứu trƣớc đây nhƣ của Khan và Qayyum (2011) và Saeed và cộng sự (2012). Theo đó, một quốc gia mở rộng cung tiền sẽ trải qua thời kỳ nội tệ giảm giá. Tuy nhiên, vẫn có những ngoại lệ, Wilson (2009) xác nhận việc tăng cung tiền gây ra sự sụt giảm tiền tệ, khi ông kiểm tra tỷ giá hối đoái hiệu dụng giữa USD và các đối tác thƣơng mại bình qn có trọng số ở châu Phi. Hsien (2009) cũng tìm thấy tổng tiền thực làm tăng sự định giá thấp của đồng Rupian Indonesia trên USD. Thứ ba, hệ số tác động của độ mở thƣơng mại khơng có ý nghĩa thống kê trong dài hạn, dù hệ số mang dấu âm, hỗ trợ các kết quả của Elbadawi và Soto (1997); Ahmed (2009); Algieri (2011). Do đó, tác giả kết luận, độ mở thƣơng mại không phải là nhân tố xác định tỷ giá trong dài hạn.
Cuối cùng, đồng thuận với Saeed và cộng sự (2012), nghiên cứu tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ về mối quan hệ cùng chiều giữa dự trữ ngoại hối và tỷ giá. Theo đó, khi dự trữ ngoại hối tăng 1%, đồng VND sẽ tăng giá 0,08%. Tóm lại, nếu muốn tăng giá nội tệ trong dài hạn, cải thiện tăng trƣởng kinh tế hoặc gia tăng mức giá nền kinh tế là sự lựa chọn phù hợp. Ngƣợc lại, muốn giảm giá đồng VND, các nhà hoạch định nên xem xét cách mở rộng cung tiền, vì hệ số tác động lớn hơn.