Khi hồi quy các chuỗi thời gian không dừng thƣờng dẫn đến “kết quả hồi quy giả mạo”. Tuy nhiên, Engle và Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian không dừng có thể là một chuỗi dừng và các chuỗi thời gian không dừng đó đƣợc cho là đồng liên kết. Kết hợp tuyến tính dừng đƣợc gọi là phƣơng trình đồng liên kết và có thể giải thích nhƣ mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Nói cách khác, nếu phần dƣ trong mô hình hồi quy giữa các chuỗi thời gian không dừng là một chuỗi dừng, thì kết quả hồi quy là thực và thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình.
Có hai cách kiểm định đồng liên kết: Kiểm định nghiệm đơn vị phần dƣ và Kiểm định đồng liên kết dựa trên phƣơng pháp VAR của Johansen
2.2.2.2.1 Kiểm định nghiệm đơn vị phần dƣ
Chúng ta ƣớc lƣợng mô hình hồi quy xuất phát, từ đó thu đƣợc các phần dƣ. Sử dụng tiêu chuẩn Dickey Fuller mở rộng - ADF để kiểm định tính dừng. Tuy nhiên, các phần dƣ nhận đƣợc có thể không chính xác do có thể có đồng liên kết giữa các biến. Engle và Granger đã đƣa ra các giá trị tới hạn để kiểm định. Ngƣời ta gọi các
48
kiểm định này là kiểm định EG hoặc AEG. Các giá trị tới hạn theo kiểm định EG ở mức ý nghĩa 1%; 5% và 10% lần lƣợt tƣơng ứng là: -2,5899; -1,943 và -1,6177.
Bảng 2.8: Tổng hợp kết quả kiểm định tính dừng của phần dƣ 5
STT Đối tác thƣơng mại Giá trị thống kê t
1 Trung Quốc -4,464185
2 Đức -5,873060
3 Nhật Bản -2,792738
4 Singapore -4,038705
5 Mỹ -5,329477
Từ bảng 2.8 ta có thể kết luận có mối quan hệ đồng liên kết mô hình (1) đối với từng đối tác thƣơng mại của Việt Nam.
2.2.2.2.2 Kiểm định đồng liên kết dựa trên phƣơng pháp VAR của Johansen
Đầu tiên tác giả xác định độ trễ tối ƣu trong mô hình Vector tự hồi quy – VAR. Rồi sau đó tiến hành kiểm định quan hệ đồng liên kết bằng phƣơng pháp Johansen. Ta có 4 cặp giả thuyết kiểm định: H0: có đồng tích hợp ở bậc J
H1: Không có đồng tích hợp ở bậc J. (i) “None”, nghĩa là không có đồng liên kết
(ii) “At most 1”, nghĩa là có ít nhất một mối quan hệ đồng liên kết. (iii) “At most 2”, nghĩa là có ít nhất hai mối quan hệ đồng liên kết. (iv) “At most 3”, nghĩa là có ít nhất ba mối quan hệ đồng liên kết.
Ta có bảng tổng hợp độ trễ tối ƣu cho từng đối tác thƣơng mại của Việt Nam
Bảng 2.9: Tổng hợp độ trễ tối ƣu 6
Trung Quốc Đức Nhật Bản Singapore Mỹ
Độ trễ tối ƣu 4 4 4 4 4
Ta có bảng tổng hợp kiểm định đồng liên kết bằng phƣơng pháp VAR của Johansen đối với từng đối tác thƣơng mại và độ trễ tối ƣu tƣơng ứng nhƣ trên:
5 Xem phụ lục 8
49
Bảng 2.10: Tổng hợp kết quả kiểm định đồng liên kết 7
Trung Quốc Đức Nhật Bản Singapore Mỹ
None 0,0035*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0030*** 0,0010*** At most 1 0,0299** 0,0001*** 0,0039*** 0,0736* 0,0212** At most 2 0,2204 0,0042*** 0,0478** 0,6658 0,0555* At most 3 0,2683 0,0442** 0,2135 0,4940 0,1797
* chỉ mức ý nghĩa 10%; ** chỉ mức ý nghĩa 5%; *** chỉ mức ý nghĩa 1%
Nhƣ vậy điều kiện cần thiết để áp dụng mô hình VECM đƣợc thỏa mãn trong tất cả các trƣờng hợp.
Theo Tô Trung Thành (2011), mô hình VECM có ƣu điểm hơn so với ƣớc lƣợng theo mô hình OLS tĩnh. Nếu nhƣ việc ƣớc lƣợng các phƣơng trình tĩnh đơn lẻ thƣờng phải có giả định mạnh về dạng mô hình và quan hệ nhân quả giữa các biến, thì mô hình VECM bao gồm mọi mối quan hệ tƣơng hỗ động theo thời gian giữa các biến, theo đó phân tích đƣợc tác động trong ngắn hạn, cũng nhƣ quá trình điều chỉnh đến quan hệ ổn định trong dài hạn. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Do phát hiện có sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình ban đầu, bƣớc tiếp theo tác giả ƣớc lƣợng phƣơng trình động, trong đó có lấy sai phân bậc 1 của biến độc lập và sai số từ phƣơng trình đầu tiên đƣợc gọi là biến điều chỉnh sai số (error correction term). Cụ thể mô hình VECM đƣợc sử dụng trong nghiên cứu này là mô hình kinh tế lƣợng chuẩn tắc có dạng nhƣ sau:
4 4 4 4
0 , , 1
1 1 1 1
i t i i t i i j t i i VN t i t
LnTB LnTB LnREX LnGDP LnGDP ECT trend
Δ là sai phân bậc 1 của biến số, ECTt-1 là biến điều chỉnh sai số, độ trễ tối ƣu là 4 đối với tất cả các đối tác thƣơng mại của Việt Nam (xem Bảng 2.8: Tổng hợp độ trễ tối ƣu).
7 Xem phụ lục 9
50
Theo Oskooee – Kantipong (2001) sự chậm phản ứng của tỷ giá hối đoái ảnh hƣởng tới cán cân thƣơng mại là do các độ trễ. Thật vậy, Junz và Rhomberg (1973) chỉ ra tối thiểu 5 độ trễ giữa sự phá giá tỷ giá và ảnh hƣởng cuối cùng của nó lên cán cân thƣơng mại. Đó là: độ trễ nhận diện, độ trễ quyết định, độ trễ phân phối, độ trễ thay thế và độ trễ sản xuất.
Do đó, nếu cán cân thƣơng mại sụt giảm trƣớc khi phá giá tỷ giá thực song phƣơng, nó sẽ tiếp tục sụt giảm cho đến sau khi những độ trễ ở trên dƣợc nhận diện và cán cân thƣơng mại bắt đầu sẽ đƣợc cải thiện.
Ta có bảng tổng hợp hiệu ứng ngắn hạn của tỷ giá thực song phƣơng lên cán cân thƣơng mại giữa Việt Nam với từng nƣớc theo mô hình VECM nhƣ sau:
Bảng 2.11: Tổng hợp hiệu ứng ngắn hạn của REX lên cán cân thƣơng mại
Biến số Trung Quốc Đức Nhật Bản Singapore Mỹ
ΔREXt-1 -1,671200 [-0,83823] -1,222656 [-1,60457] -0,420574 [-1,64348] -0.300322 [-0,23157] 1,514837 [ 0,50714] ΔREXt-2 -1,016424 [-0,53585] -1,84177* [-2,23779] -0,323341 [-1,17274] -0,440822 [-0,32176] -0,481251 [-0,16589] ΔREXt-3 0,177961 [ 0,08821] -1,329609 [-1,55189] 0,239272 [ 0,73553] 0,761041 [ 0,57022] -1,105024 [-0,39238] ΔREXt-4 -2,253459 [-1,16868] 0,486153 [ 0,59257] 0,352081 [ 1,10981] -1,372805 [-1,03023] 0,137877 [ 0,04849] ECTt-1 -0,43737* [-2,54064] -0,380966 [-1,38574] -0,134761 [-0,73839] 0,012821 [ 0,13499] -0,019405 [-0,20679] * Chỉ mức ý nghĩa 5%; dấu trong [] là giá trị thống kê t
Từ bảng 2.11 tác giả nhận thấy trong trƣờng hợp của Trung Quốc có sự hiệu chỉnh các biến GDP_China, GDP_VietNam, REX_China, XNK_China trong ngắn hạn để đạt đƣợc sự cân bằng trong dài hạn. Tuy nhiên, tỷ giá thực song phƣơng giữa Việt Nam và Trung Quốc không có ảnh hƣởng tới cán cân thƣơng mại giữa 2 nƣớc (tác giả dùng kiểm định quan hệ nhân quả Granger nhƣ bảng dƣới đây)
51
Dependent variable: D(XNK_CHINA)
Excluded Chi-sq df Prob.
D(GDP_CHINA) 5,391813 4 0,2494
D(GDP_VIETNAM) 6,835346 4 0,1448
D(REX_CHINA) 2,756154 4 0,5994
All 29,66136 12 0,0031
Trƣờng hợp của Đức thì trong ngắn hạn, tại độ trễ quý thứ 2, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, một sự phá giá trong tỷ giá hối đoái thực song phƣơng 1% giữa Việt Nam và Đức sẽ làm cán cân thƣơng mại của Việt Nam với Đức trong ngắn hạn giảm 1,84177%. Mặc dù trong độ trễ quý thứ 3 mang dấu âm, độ trễ quý thứ 4 đổi sang dấu dƣơng nhƣng cả 2 độ trễ này lại không có ý nghĩa thống kê. Các trƣờng hợp còn lại của các nƣớc khác đều không có ý nghĩa thống kê.
Vậy khi dùng mô hình VECM tác giả không thấy có hiệu ứng đƣờng cong J trong ngắn hạn cũng nhƣ điều kiện Marshall – Lener không đƣợc đáp ứng trong dài hạn về ảnh hƣởng của tỷ giá thực song phƣơng lên sự cân bằng cán cân thƣơng mại với các nƣớc trong trƣờng hợp của Việt Nam từ quý 1/2000 đến quý 4/2012.
2.3 Nhận xét về tác động của tỷ giá hối đoái đối với cán cân thƣơng mại Việt Nam trong quá trình điều hành của Chính phủ
Với kết quả phân tích thực nghiệm trên, việc phá giá VND có ý nghĩa trong việc cải thiện cán cân thƣơng mại của Việt Nam với Mỹ nhƣng lại tác động thâm hụt trong trƣờng hợp của Đức theo phƣơng pháp OLS, các trƣờng hợp còn lại thì việc phá giá VND không có tác động tới cán cân thƣơng mại trong giai đoạn 2000-2012. Mặc dù tác động của tỷ giá hối đoái chỉ xảy ra ở 2 nƣớc là Mỹ và Đức nhƣng đây là 2 nƣớc có giao dịch thƣơng mại rất lớn đối với Việt Nam nên Chính phủ cần cân nhắc việc giảm giá VND để đạt đƣợc mục tiêu kinh tế vĩ mô tổng thể.