Phân tích mô hình VAR ph n trên cho th y cú s c t giá Nhân dân t ậ ô la
M ít nh h ng hay nh h ng không rõ ràng đ n GDP, M1, trong khi t giá này
v i nh ng lý do mà tác gi đư trình bày m c 4.3. Do v y, đ ki m ch ng l i cú s c t giá Nhân dân t ậ ô la ε tác đ ng đ n CPI, tác gi đư s d ng thêm mô hình ng n h n ECM. M i quan h trong ng n h n c a mô hình ECM là xét đ n tính ch t nh t th i c a th i đi m đang nghiên c u và xem xét đ n đ bi n đ ng c a ch s giá CPI qua t ng quý ch u nh h ng b i cú s c c a t giá Nhân dân t ậ ô la
M và chính b n thân bi n ch s giá.
4.4.2.1 Ki măđ nhăđ ng liên k t
Do các bi n s d ng trong mô hình đ u d ng logarit và không d ng, cho nên
đ đánh giá li u các bi n này có đ ng liên k t hay không, tác gi s d ng ph ng
pháp Johansen ậ Juselius đ th c hi n ki m đ nh gi thuy t này. ây là k thu t
ki m đ nh đ ng liên k t đ c s d ng ph bi n nh t trong vi c áp d ng nguyên t c
h p lý c c đ i nh m xác đnh s t n t i c a các vect đ ng liên k t gi a các chu i th i gian không d ng. Nói cách khác, m c đích c a ki m đ nh đ ng liên k t là xác
đnh xem m t nhóm các chu i không d ng có đ ng liên k t hay không.
B ng 4.7: Ki m đ nh đ ng liên k t theo ph ng pháp Johansen – Juselius
Gi thuy t H0 Giá tr riêng c a ma tr n Giá tr th ng kê ma tr n Giá tr t i h n 5% M c ý ngh a r = 0 0.461697 71.74579 69.81889 0.0348* r <= 1 0.352964 39.54039 47.85613 0.2394 r <= 2 0.184735 16.90203 29.79707 0.6473 r <= 3 0.099221 6.281473 15.49471 0.6623 r <= 4 0.016170 0.847691 3.841466 0.3572 Gi thuy t H0 Giá tr riêng c a ma tr n
Th ng kê giá tr riêng c c
đ i c a ma tr n Giá tr t i h n 5% M c ý ngh a r = 0 0.461697 32.20540 33.87687 0.0781**
r <= 1 0.352964 22.63836 27.58434 0.1894 r <= 2 0.184735 10.62056 21.13162 0.6850 r <= 3 0.099221 5.433782 14.26460 0.6864 r <= 4 0.016170 0.847691 3.841466 0.3572 Bác b gi thuy t H0 m c ý ngh a 5% *, 10% **
(Ngu n: K t qu tính toán c a tác gi trên ph n m m Eview 6.0 – chi ti t xem ph n ph l c 9) K t qu b ng 4.7 cho th y giá tr th ng kê ma tr n c a các bi n l n h n giá
tr t i h n 5%, và th ng kê giá tr riêng c c đ i c a ma tr n m c ý ngh a 10%, đi u này có ngh a bác b gi thuy t H0 (không t n t i vect đ ng liên k t) và ch p nh n gi thuy t H1 (t n t i ít nh t m t vect đ ng liên k t).
4.4.2.2 Mô hình ng n h n ECM
Sau khi đư xác đ nh k t qu có t n t i đ ng liên k t gi a các bi n đang nghiên
c u thì ECε đ c áp d ng đ xem xét m i quan h trong ng n h n gi a các bi n.
δ u ý r ng, đ xác đ nh mô hình ECM phù h p nh m tránh hi n t ng h i quy gi
m o, th t c ki m đ nh nghi m đ n v và đ ng liên k t là r t quan tr ng. Do 3 bi n LCPI, LCNYUS và LGDP d ng sai phân b c 1 I(1) là các dãy s th i gian có tính d ng, trong khi 2 bi n LVNUS và LM1 d ng chu i g c I(0) là d ng, nên đây là c s đ tác gi đ a các bi n d ng chu i I(0) hay I(1) mà chúng d ng vào mô hình. Nghiên c u s d ng k thu t OLS, thêm ph n d có đ tr là 1 quý.
Mô hình c th nh sau:
DLCPI(t) = a x DLCPI(tậ1) + bi x DLCNYUS(tậi) + ci x LVNUS(tậi) +
di x DLGDP(tậi) + ei x LM1(tậi) + f x EC(ậ1) + g v i i=0ậ1
Th t đ t bi n trong mô hình: DLCPI DLCPI(ậ1) DLCNYUS DLCNYUS(ậ
B ng 4.8: K t qu c l ng mô hình ng n h n ECM
Bi n ph thu c: DLCPI
Ph ng pháp: OδS
M u: 2000Q3 2013Q2 Quan sát: 52 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bi n H s Sai s chu n Th ng kê t ụ ngh a
DLCPI(ậ1) 0.223099 0.087331 2.554637 0.0144 DLCNYUS ậ0.297961 0.137529 ậ2.166534 0.0361 DLCNYUS(ậ1) ậ0.097778 0.135627 ậ0.720933 0.4750 LVNUS ậ0.161315 0.085516 ậ1.886371 0.0663 LVNUS(ậ1) 0.265372 0.083590 3.174681 0.0028 DLGDP ậ0.444818 0.205522 ậ2.164333 0.0363 DLGDP(ậ1) ậ0.335811 0.259870 ậ1.292231 0.2035 LM1 ậ0.127031 0.034210 ậ3.713253 0.0006 LM1(ậ1) 0.152198 0.032444 4.691100 0.0000 EC(ậ1) ậ0.049871 0.026280 ậ1.897707 0.0648 C ậ0.784835 0.330186 ậ2.376950 0.0222 Rậsquared 0.840649 Mean dependent var 0.008715 Adjusted Rậsquared 0.801783 S.D. dependent var 0.009006 S.E. of regression 0.004010 Akaike info criterion ậ8.014749 Sum squared resid 0.000659 Schwarz criterion ậ7.601986 Log likelihood 219.3835 HannanậQuinn criter. ậ7.856506 Fậstatistic 21.62942 DurbinậWatson stat 1.642006 Prob(Fậstatistic) 0.000000
K t qu ch y mô hình cho th y, bi n DδCNYUS trong mô hình có ý ngh a
th ng kê và d u nh k v ng, c th nh sau: trong ng n h n, m c ý ngh a 5%,
khi x y ra m t cú s c làm cho DδCNYUS thay đ i 1 đ l ch chu n thì DδCPI đi u ch nh gi m đi 0.298 đ l ch chu n. Chúng ta th y r ng h s c l ng c a EC
đ tr 1 trong ng n h n có d u âm và có ý ngh a th ng kê m c 10%. H s đi u ch nh m t cân b ng c a EC(ậ1) đư đ m b o r ng nghiên c u có t n t i quan h
đ ng liên k t nh đư tìm ra ph n tr c theo gi thuy t c a Engle và Granger
(1987). ng th i, h s c a EC(ậ1) âm c ng cho th y s đi u ch nh bi n ch s giá CPI là do h s này đi u ch nh sai s . Hay nói cách khác, trong ng n h n khi x y ra cú s c t giá DδCNYUS thì DδCPI luôn đ c đi u ch nh v tr ng thái cân b ng.
4.5 Th o lu n
Các cú s c trong t giá h i đoái Nhân dân t ậ ô la M có th nh h ng đ n thành qu kinh t v mô c a các qu c gia ông Á d a trên đ ng USD thông qua ít nh t 3 kênh, bao g m t ng c u, đ u t tài chính và tr c ti p, và kênh chi phí. S gi m giá c a đ ng nhân dân t làm gi m kh n ng c nh tranh qu c t c a các qu c
gia ông Á này, h qu là tác đ ng x u đ n vi c xu t kh u và t ng c u, t đó làm gi m s n l ng th c và giá c . H n n a, giá tr s t gi m c a đ ng CNY làm cho các
kho n đ u t c a Trung Qu c qu c gia neo đ ng n i t vào đ ng USD ít h p d n
h n, t đó d n đ n m t s s t gi m trong đ u t tài chính và tr c ti p. Cu i cùng, s gi m giá c a đ ng nhân dân t có ngh a là chi phí c a nh ng qu c gia ph thu c nhi u vào s nh p kh u c a Trung Qu c ho c m c n b ng đ ng nhân dân t gi m xu ng.
Các k t qu c a tác gi cho r ng kênh t ng chi phí có tác d ng. B ng ch ng v ng ch c v vi c ch s giá tiêu dùng s t gi m ph n ng tr c các cú s c gi m giá c a đ ng nhân dân t vì Vi t Nam ph thu c ph n l n vào nh p kh u t Trung Qu c.
T ng h p l i, các k t qu c a tác gi phù h p v i các lu n đi m cho r ng các cú s c trong đ ng ti n th ba có th có các tác đ ng m nh đ n các qu c gia neo t
giá vào đ ng đô la M . Trong khi cách ti p c n c a Vi t Nam trong vi c neo t giá
c a nó đ i v i đ ng đô la có th đ a Vi t Nam vào tình th quay vòng v i các đ ng
ti n th ba khác. Các k t qu c ng b sung cho th o lu n v vi c l a ch n chính sách t giá h i đoái gi a hai ch đ trái ng c ậ ch đ t giá h i đoái th n i và ch đ t giá h i đoái c đnh. Tác gi tin r ng đ i v i nh ng qu c gia nh ph thu c nhi u vào th ng m i qu c t và đ u t n c ngoài c ng nh đang n l c t do hóa th tr ng tài chính nh Vi t Nam, s n đ nh trong t giá h i đoái là v n đ
quan tr ng hàng đ u. i v i qu c gia Vi t Nam, tác gi tin r ng ch đ t giá h i
đoái th n i là không phù h p. S bi n đ ng cao v n có trong t giá h i đoái t ch
đ t giá th n i không ch c n tr th ng m i qu c t mà còn đ a n n kinh t vào tình tr ng r i ro t giá t ng cao. i v i các th tr ng tài chính t ng đ i kém phát
tri n, cái giá c a s b t n t giá và r i ro có th là r t l n. Nh các k t qu đư th
hi n, vi c c đnh t giá h i đoái ho c gán đ ng n i t v i m t đ ng ngo i t duy nh t có th không t n t i đ c khi n n kinh t r t nh y c m v i các cú s c trong
đ ng ti n th ba. Tác gi kh ng đnh r ng vi c neo t giá h i đoái vào m t r ti n t là r t đáng cân nh c. δiên quan đ n v n đ này, Rajan (2002) l p lu n r ng vi c neo
đ ng n i t vào m t h n h p đa d ng ngo i t có th giúp gi m b t các tác đ ng c a hi n t ng đ ng ti n th ba. Kawai (2002) c ng có l p lu n t ng t ; c th , đ i v i các qu c gia châu Á, vi c n đ nh đ ng n i t d a vào m t r ngo i t có th
đem đ n m t k t qu t t h n. ng th i, các nhà chính sách và các nhà ho ch đ nh
ti n t c n th n tr ng đ tránh ắs ch ch cho c” gi a các chính sách c a h và t giá h i đoái áp d ng. Nói cách khác, h c n đ m b o môi tr ng kinh t v mô phù
CH NGă5: K T LU N
Trong ch ng này, tác gi trình bày các n i dung sau:
Tóm t t k t qu nghiên c u. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Trình bày nh ng h n ch c a lu n v n.
Nh ng g i ý và h ng nghiên c u ti p theo.
5.1 K t qu nghiên c u
Vi t Nam thích m t ch đ t giá h i đoái n đ nh h n. Th c t , Vi t Nam đư
neo đ ng ti n c a mình vào đô la ε b ng cách gán tr ng s vào đ ng đô la M trong chính sách t giá h i đoái. Trong quá trình đ m b o s n đnh c a t giá h i
đoái VND ậ USD, vi c neo đ ng n i t vào đô la ε có th làm t ng s b t n c a Vi t Nam tr c nh ng cú s c đ ng ti n th ba, ch ng h n nh t giá Nhân dân t ậ
ô la M . Trong nghiên c u này, tác gi đánh giá các nh h ng đ ng c a t giá h i đoái Nhân dân t ậ ô la M đ i v i Vi t Nam b ng cách s d ng m t mô hình
véc t t h i quy và k t qu phân rư ph ng sai và hàm ph n ng xung. Tác gi t p trung vào 3 bi n n i đ a chính, c th là m c s n l ng, giá c và ti n t . Các k t qu cho th y các cú s c trong t giá h i đoái Nhân dân t ậ ô la M có th nh
h ng m nh đ n các bi n kinh t v mô c a Vi t Nam. C th h n, s s t gi m c a
đ ng nhân dân t so v i đô la M s d n đ n m t s s t gi m trong ch s giá tiêu dùng CPI.
Các phân tích c a tác gi áp d ng mô hình đ ng đư phát hi n các b ng ch ng m nh m v hi n t ng đ ng ti n th ba. Tác gi tin r ng, ngo i tr vi c cung c p nh ng ki n th c quan tr ng v m i t ng tác gi a t giá h i đoái Nhân dân t ậ ô la M và các bi n kinh t v mô trong n c, các k t qu c a tác gi còn b sung thêm cho tranh lu n v vi c l a ch n ch đ t giá h i đoái Vi t Nam. Là m t qu c gia nh , Vi t Nam không th không b tác đ ng b i các cú s c t bên ngoài và vi c l a ch n m t ch đ t giá h i đoái c th không th giúp Vi t Nam cách ly
kh i các cú s c bên ngoài và đ m b o s n đnh c a n n kinh t . Vi t Nam ph thu c nhi u vào th ng m i qu c t và, m t s th i đi m, ph thu c vào v n
n c ngoài đ phát tri n đ t n c. V i s phát tri n và t do hóa tài chính nhanh chóng, th tr ng tài chính Vi t Nam tr nên h i nh p v i th tr ng qu c t h n.
Vì th , ch đ t giá h i đoái linh ho t có th không phù h p v i Vi t Nam. S bi n
đ ng cao v n có trong t giá h i đoái t ch đ t giá th n i không ch c n tr
th ng m i qu c t mà còn đ a n n kinh t vào tình tr ng r i ro t giá t ng cao. T ng t nh th , tác gi cho r ng vi c c đnh t giá h i đoái ho c gán đ ng n i t v i m t đ ng ngo i t duy nh t có th không t n t i đ c. Nh các k t qu đư th
hi n, n n kinh t s r t nh y c m v i các cú s c trong đ ng ti n th ba.
Do s n đnh t giá h i đoái là m t trong nh ng m i quan tâm hàng đ u c a Vi t Nam, tác gi tin r ng vi c neo t giá h i đoái vào m t r ti n t là r t đáng cân nh c. Tuy nhiên, ch riêng nó thì không th giúp Vi t Nam cách ly kh i các cú s c kinh t ho c tài chính qu c t . Nh tác gi đư th hi n, Vi t Nam không ch b nh
h ng b i t giá h i đoái Nhân dân t ậ ô la M mà còn b nh h ng b i chính giá tr đ ng n i t c a nó. Ch đ neo t giá r t d b t n công b i các nhà đ u c
n u s ch ch cho c (s m t cân b ng) ti n t là nghiêm tr ng. Vì th , các nhà chính sách và các nhà ti n t c n th n tr ng đ tránh ắs ch ch cho c” gi a các chính sách c a h và t giá h i đoái áp d ng. Nói cách khác, h c n đ m b o môi tr ng kinh t v mô phù h p v i s n đnh c a t giá h i đoái.
5.2 Nh ng h n ch c a lu năv n
tài nghiên c u trong giai đo n t 2000Q1 đ n 2013Q2, tr c giai đo n này, các d li u v kinh t v mô Vi t Nam ch a đ c báo cáo đ y đ và chính xác, đi u này làm cho d li u thu th p b h n ch . Do v y, m u thu th p đ c d ng l i con s 54 quan sát, đây là m u th c s không l n l m đ có th đánh giá đ c toàn di n v n đ c n nghiên c u. Bên c nh đó, s li u đ c thu th p t nhi u ngu n khác nhau nên không th tránh kh i nh ng sai l ch.
tài nghiên c u v nh h ng cú s c đ ng ti n th ba lên n n kinh t v mô
ch a ph bi n nhi u Vi t Nam, nên đ n nay v n ch a có nhi u nghiên c u v v n
đ này đ tác gi có th l y đó làm so sánh và ki m ch ng.
Tác gi g p khó kh n trong vi c truy xu t d li u đ nghiên c u sâu r ng h n đ tài này. M c dù đư h t s c c g ng, tuy nhiên, do h n ch v m t th i gian và
đi u ki n nghiên c u, tác gi ch d ng l i phân tích đ tài trên mô hình VAR và ECM.
5.3 Nh ng g iăýăvƠăh ng nghiên c u ti p theo