- 10,000,000,000 20,000,000,000 30,000,000,000 40,000,000,000 50,000,000,000 60,000,000,000 70,000,000,000 80,000,000,000 90,000,000,000 198 6 198 9 199219951998200120042007201 0 Năm Đ ô La M ỹ 0.000 20.000 40.000 60.000 80.000 100.000 120.000
trị giá xuất khẩu Tỷ giá(thực)
Nguồn: Từ nguồn dữ liệu của Ngân hàng thế giới.
Trong khoảng thời gian từ năm 2000 đến năm 2006, khi mà giá trị danh nghĩa của tiền đồng tương đối ổn định thì giá trị thực của tiền đồng lên xuống thất thường. Từ năm 2000 đến năm 2010, đồng nội tệ của Việt Nam liên tục bị đánh giá thấp so với đồng đô la Mỹ, nhưng xuất khẩu vẫn tăng đều theo các năm. Năm 2008 là năm mà khi giá trị thực của tiền đồng bị định giá cao thì xuất khẩu lại tăng đột biến từ 54.86 tỷ đô la Mỹ đã tăng lên thành 70.34 tỷ đô la Mỹ. Đây là năm phát triển cực thịnh của Việt Nam và cũng là năm mà Việt Nam có tỷ lệ lạm phát khá cao. Từ năm 2008 đến năm 2010, khơng có sự thay đổi đáng kể về giá trị thực của tiền đồng.
Có một điều đặt ra là theo lý thuyết khi giá trị đồng nội tệ bị định giá cao thì giá trị xuất khẩu sẽ bị giảm, tuy nhiên theo phân tích trên đồ thị thì ta vẫn thấy giá trị xuất khẩu vẫn tăng đều qua các năm, chỉ có năm 2009, giá trị xuất khẩu có sụt giảm là do hậu quả của cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu tác động. Những năm cịn lại thì giá trị xuất khẩu liên tục tăng.
Để có cái nhìn trung thực hơn về mối liên hệ giữa tỷ giá tiền đồng và giá trị xuất khẩu, chúng ta sẽ tìm mối liên hệ thơng qua phân tích hồi quy.
2.2.1.1.2 Phân tích bằng hồi quy
Ta xem xét đến mối liên hệ giữa phần trăm của thay đổi trong xuất khẩu của Việt Nam và phần trăm thay đổi trong giá trị thực của tiền đồng Việt Nam. Ở đây, chúng ta sử lý số liệu là phần trăm thay đổi của xuất khẩu, phần trăm thay đổi của tỷ giá thực và phần trăm thay đổi của GNI. Giả sử có tác động trễ một q.
Mơ hình hồi quy như sau:
Thay đổi trong giá trị xuất khẩu = a0 + a1* Thay đổi trong tỷ giá + a2* Thay đổi trong GDP
Ta có phương trình hồi quy như sau:
CEXP = 1.547411866 + 0.9379395093*RATE + 0.4204893064*GDP
Bảng 3.2: Kết quả hồi quy phương trình mối liên hệ giữa xuất khẩu và tỷ giá Dependent Variable: CEXP
Method: Least Squares Date: 09/13/11 Time: 15:23 Sample(adjusted): 1999:1 2011:2
Included observations: 50 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 1.547412 6.948443 0.222699 0.8247
RATE 0.937940 0.098417 9.530294 0.0000
GDP 0.420489 0.987303 0.425897 0.6721
R-squared 0.661068 Mean dependent var 7.055783 Adjusted R-squared 0.646645 S.D. dependent var 16.17819 S.E. of regression 9.616908 Akaike info criterion 7.423047 Sum squared resid 4346.791 Schwarz criterion 7.537769 Log likelihood -182.5762 F-statistic 45.83540 Durbin-Watson stat 2.148687 Prob(F-statistic) 0.000000
Nguồn: Từ kết quả hồi quy
Với 50 quan sát ta có bảng hồi quy về mối liên hệ giữa xuất khẩu và tỷ giá như trên. Qua đó, ta thấy nếu tỷ giá thực thay đổi tăng lên 1% thì giá trị xuất khẩu tăng
Hệ số xác định R2 = 66.11% cho biết rằng biến độc lập trong mơ hình giải thích được 66.11 % sự biến động của biến phụ thuộc. Theo kết quả hồi quy, ta có thể thấy rằng tỷ giá có ảnh hưởng đến giá trị xuất khẩu.
2.2.1.1.3 Kiểm định hồi quy
Ta sử dụng kiểm định F. Ta xét đến liệu mơ hình được trình bày ở trên có hiệu lực thống kê hay khơng, tiến hành kiểm định như sau:
Giả sử: H0: sự biến động của các biến độc lập khơng liên quan gì đến biến phụ thuộc.
H1: sự biến động của các biến độc lập liên quan đến biến phụ thuộc. Nếu F > F(k-1)(n-k) thì bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận H1
Nếu F < F(k-1)(n-k) thì bác bỏ giả thiết H1, chấp nhận H0 Theo kết quả bảng tính ta có F = 45.83
Tra bảng Fisher ta có: F (k-1)(n-k) = F( 1; 48 ) = 4.04 mức ý nghĩa là 5% Như vậy F > F( 1; 48 ) bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận H1
Kết luận: mơ hình hồi quy trên có giá trị thống kê, các sự biến động của biến độc lập có liên quan đến biến phụ thuộc.
2.2.1.2 Mối liên hệ giữa giá trị tiền đồng và nhập khẩu.
2.2.1.2.1 Phân tích bằng đồ thị