Trên thực tế nghiên cứu cho thấy, tỷ giá là nhân tố luôn biến động và tỷ giá thực là một biến số phụ thuộc rất lớn vào các biến số kinh tế như lạm phát, lãi suất, lý thuyết ngang giá sức mua (PPP) …Trên cơ sở học thuyết ngang giá sức mua, sử dụng phương pháp dự báo là mô hình kinh tế lượng để chạy hồi quy tỷ giá thực đa phương theo chênh lệch lạm phát giữa Việt Nam và lạm phát của các đối tác ngoại thương quan trọng trọng của Việt Nam.
3.2.1. Dự báo tỷ giá thực đa phương REER(VND) Bước 1: Xây dựng mô hình
Từ lý thuyết ngang giá sức mua, xây dựng mô hình tác động của lạm phát đối với tỷ giá thực đa phương như sau:
Trong đó: REERi là chỉ số tỷ giá thực năm I; là chỉ số giá tiêu dùng trung bình của các đối tác ngoại thương quan trọng của Việt Nam được đưa về năm gốc 2000: là chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam quy về năm gốc 2000; là tham số; và là các hệ số hồi quy; i là các kỳ quan sát.
Bước 2: Ước lượng bằng Eview
Từ số liệu tổng hợp và tính toán các chỉ số REER, CPIw và CPIVN ta tiến hành sử dụng phần mềm Eview để ước lượng và kiểm định mô hình, kết quả thu được:
Dependent Variable: REER Methor:Least Squares Sample: 2000 2017
Included observations: 18
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
CPIVN CPI
-0,295366 0,986247
0,076432 0,497527
-3,864406 1,982297
0.0015 0,0661
C 37,86796 45,07144 0,840176 0.4140
R-squared 0,877857 Mean dependent var 98,05111 Adjusted R-squared 0.861571 S.D. dependent var 13,53989 S.E. of regression 5,5037653 Akaike info criterion 6,222769 Sum of squared resid 380,6692 Schwarz criterion 6,371165 Log likehood -53,00492 Hannan-Quinn criter 6,243231 F- statistic 53,90348 Dubin-Waston stas 1,029793 Prob(F- statistic) 0.000000
Từ kết quả ước lượng ta có mô hình:
R2= 0,877857
Với mức R2= 0,877857 cho biết 87,7857% sự biến động của tỷ giá đa phương được giải thích bởi nhân tố lạm phát bình quân có trọng số của các đối tác ngoại thương chính và lạm phát trong nước. Chỉ số R2 cao cũng cho thấy mức độ tương quan giữa các biến độc lập CPIw, CPIVN và biến phụ thuộc REER là cao.
Bước 3: Kiểm đ nh mô hình Kiểm định tự tương quan
Sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey để kiểm định xem mô hình có tự tương quan hay không
Kết quả kiểm định:
Breusch – Godfrey Serial Correlation LM Test
F-statistic 2,963466 Prob. F(1,14) 0,1072 Obs*R-squared 3,144456 Prob.Chi-Squared 0,0762 Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method:Least Squares
Sample: 2000 2017 Included observations: 18
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
CPIVN CPI
0,006507 -0,055176
0,071972 0,468945
0,090404 -0,117659
0,9292 0,9080 C
RESID(-1)
5,279478 0,424915
42,49333 0,246832
0,124242 1,721472
0,9029 0,1072 R-squared 0,174697 Mean dependent var 1,66E-14 Adjusted R-squared -0,002154 S.D. dependent var 4,732051 S.E. of regression 4,737144 Akaike info criterion 6,141876 Sum of squared resid 314,1674 Schwarz criterion 6,339736 Log likehood -51,27688 Hannan-Quinn criter 6,169158 F- statistic 0,987822 Dubin-Waston stas 1,408610 Prob(F- statistic) 0,426840
Kiểm định cặp giả thiết:
H0 : Mô hình không có tự tương quan H1 : Mô hình tự tương quan
Từ kết quả kiểm định BG, ta có P-value = 0,0762 > α=0,05 nên chấp nhận H0 . Vậy mô hình không tự tương quan.
Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Sử dụng kiểm định White để kiểm định phương sai sai số thay đổi, thu được kết quả:
Heteroskedasticity Test: White F-statistic
Obs*R-squared Scaled explained SS
1,069733 5,549474 3,531238
Prob. F(5, 12)
Prob. Chi-Squared(5) Prob. Chi-Squared(5)
0,4238 0,3526 0,6187 Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method:Least Squares
Sample: 2000 2017
Included observations: 18
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C
CPIVN^2
-6593,202 -0,019849
8522,274 0,032010
-0,773644 -0,620077
0,4541 0,5468 CPIVN*CPI
CPIVN CPI^2 CPI
0,262410 -23,64161 -0,849573 150,6242
0,268309 32,19441 1,091344 192.6641
0,712473 -0,734339 -0,778465 0,781797
0,4898 0,4768 0,4514 0,4485 R-squared 0,308304 Mean dependent var 21,14829 Adjusted R-squared 0,020098 S.D. dependent var 29,45919 S.E. of regression 29,16166 Akaike info criterion 9,844788 Sum of squared resid 10204,83 Schwarz criterion 10,14158 Log likehood -82,60309 Hannan-Quinn criter 9,885712 F- statistic 1,069733 Dubin-Waston stas 2,041342 Prob(F- statistic) 0,423824
Đặt bài toán kiểm định H0 : Mô hình có phương sai sai số không đổi H1 : Mô hình có phương sai sai số thay đổi
Từ bảng kiểm định White ở trên ta có P-value = 0,6187 > α=0,05 nên chấp nhận H0 . Vậy mô hình có phương sai sai số không đổi.
Sau khi kiểm định các khuyết tật của mô hình, ta thấy mô hình không có khuyết tật nào về tự tương quan hay phương sai sai số thay đổi, do đó, mô hình có ý nghĩa nghiên cứu.
Bước 5: Dự báo tỷ giá thực đa phương
Để dự báo tỷ giá thực đa phương REER(VND) từ năm 2018 – 2020, ta cần tính toán và thống kê các chỉ số sau:
Chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam (CPIVN) và chỉ số giá tiêu dùng của các đối tác ngoại thương quan trọng tham gia vào rổ tiền tệ đặc trưng của Việt Nam từ năm 2018 đến năm 2020.
Dự báo GDP của các nước có đồng tiền trong rổ tiền tệ, qua đó tính tỷ trọng GDP của mỗi nước trong tổng GDP của các nước, để có cơ sở tính toán CPIw
Tiến hành đưa chỉ số giá tiêu dùng về năm gốc 2000, sau đó tính CPIw Khi có CPIw và CPIVN ta tính được REER dự báo theo mô hình:
Kết quả tính toán được tổng hợp theo bảng dưới đây:
Bảng 3.2: Kết quả dự báo REER(VND) đến năm 2020
Năm CPIw CPIVN REER
2018 142,20 335,29 79,08
2019 145,24 346,02 78,91
2020 148,62 357,78 78,77
Nguồn:www.statista.com ;OECD và tính toán
Như vậy, theo như kết quả dự báo chủ quan, tỷ giá thực đa phương có xu hướng giảm và tiếp tục nh hơn 100 đến năm 2020. Điều này có thể được giải thích là do lạm phát của Việt Nam vẫn cao hơn rất nhiều so với mức lạm phát bình quân của các đối tác trong rổ tiền tệ.
3.2.2. Dự báo cán cân thương mại của Việt Nam
Ta có mô hình hồi quy biểu diễn mối quan hệ giữa tỷ giá thực song phương USD/VND với cán cân thương mại Việt Nam như sau:
Do đó để dự báo cán cân thương mại Việt Nam đến năm 2020, ta sẽ đi thu thập số liệu dự báo của tỷ giá danh nghĩa song phương USD/VND và chỉ số giá tiêu dùng của hai quốc gia liên quan đến đồng tiền nghiên cứu là Mỹ và Việt Nam, sau đó sẽ đi dự báo giá trị của cán cân thương mại Việt Nam.
Số liệu tổng hợp và tính toán được thể hiện dưới bảng sau:
Bảng 3.3: Kết quả dự báo cán cân thương mại Việt Nam đến năm 2020
Năm E CPIUS CPIVN RER TB
(triệu:USD)
2018 22803 101,99 104 22362 2102,01
2019 22815 102,13 103,2 22578 2403,27
2020 22890 102,14 103,4 22611 2448,73
Nguồn: www.statista.com; https://tradingeconomics.com; OECD và tính toán Theo kết quả dự báo chủ quan của tác giả thì từ năm 2018 đến năm 2020, cán cân thương mại Việt Nam sẽ thặng dư và có xu hướng tăng chậm.