(Luận văn thạc sĩ) các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái thực và độ lệch của tỷ giá khỏi giá trị cân bằng dài hạn tại việt nam

Mục tiêu nghiên cứu Thứ nhất, nghiên cứu sẽ xác định vai trò và đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô đối với tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực tại Việt Nam, từ đó làm c

 

Hà Minh Tú

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC

VÀ ĐỘ LỆCH CỦA TỶ GIÁ KHỎI GIÁ TRỊ

CÂN BẰNG DÀI HẠN TẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP.Hồ Chí Minh – Năm 2018

 

Hà Minh Tú

CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC

VÀ ĐỘ LỆCH CỦA TỶ GIÁ KHỎI GIÁ TRỊ

CÂN BẰNG DÀI HẠN TẠI VIỆT NAM

Chuyên ngành : Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học : GS.TS Trần Ngọc Thơ

TP.Hồ Chí Minh – Năm 2018

Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của tôi dưới sự hướng dẫn

của người hướng dẫn khoa học là GS.TS Trần Ngọc Thơ Những số liệu phục vụ

cho việc phân tích, nhận xét, đánh giá trong bài nghiên cứu do tác giả thu thập được ghi nguồn gốc chính thống và đáng tin cậy

Các nội dung nghiên cứu và kết quả trong đề tài này là trung thực, được đúc kết từ quá trình học tập và kết quả nghiên cứu trong thực tiễn của tác giả

TP.Hồ Chí Minh, ngày 11 tháng 08 năm 2018

Tác giả

Hà Minh Tú

LỜI CAM ĐOAN

DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ

PHẦN MỞ ĐẦU 1

CHƯƠNG I: TỔNG QUAN CHUNG VỀ VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 3

1.1 Tổng quan chung về vấn đề nghiên cứu 3

1.2 Các mô hình thực nghiệm nghiên cứu tỷ giá cân bằng 4

1.2.1 Mô hình tỷ giá cân bằng cơ sở (Fundamental Equilibrium Exchange Rate – FEER) 4 1.2.2 Mô hình tỷ giá cân bằng hành vi – (Behavioral Equilibrium Exchange Rate – BEER) 5 1.3 Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái 7

CHƯƠNG II: XÂY DỰNG MÔ HÌNH XÁC ĐỊNH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI CÂN BẰNG DÀI HẠN TẠI VIỆT NAM 11

2.1 Xây dựng mô hình BEER cho Việt Nam 11

2.2 Lựa chọn biến đưa vào mô hình 12

2.2.1 Chi tiêu chính phủ – GOV 14

2.2.2 Quy mô cung tiền trong nước – M 15

2.2.3 Tỷ lệ tài sản nước ngoài ròng – NFA 15

2.2.4 Độ mở cửa của nền kinh tế – OPEN 16

2.2.5 Năng lực sản suất – PROD 17

2.2.6 Chênh lệch lãi suất thực trong nước so với lãi suất nước ngoài – R 18

CHƯƠNG III: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU – MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐỐI VỚI TỶ GIÁ THỰC VÀ ĐỘ LỆCH CỦA TỶ GIÁ TRONG THỰC TẾ KHỎI GIÁ TRỊ CÂN BẰNG DÀI HẠN 19

3.1 Kiểm định tính dừng của các biến 19

3.2 Kỹ thuật đồng liên kết của Johansen 20

3.3 Kết quả hồi quy VECM 21

3.4 Kiểm định tính bền vững của mô hình 22

3.5 Ước tính sai lệch của tỷ giá hối đoái thực 23

CHƯƠNG IV: ĐÁNH GIÁ VÀ KẾT LUẬN 25

4.1 Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam 25

4.2 Mức độ sai lệch tỷ giá hối đoái thực của Việt Nam 29 TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tiếng Việt:

Tiếng Anh:

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CHỮ VIẾT TẮT

ASEAN Association of South East Asian

Nations

Hiệp hội các quốc gia Đông Nam Á

BEER Behavioral Equilibrium

Exchange Rate

Mô hình tỷ giá cân bằng hành vi

CPI Consumer Price Index Chỉ số giá tiêu dùng

ECM Error Correction Model Mô hình hiệu chỉnh sai số

EREER Equilibrium Real effective

exchange rate

Tỷ giá thực cân bằng dài hạn

FEER Fundamental Equilibrium

Exchange Rate

Mô hình tỷ giá cân bằng cơ sở

GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội

IFS International Financial Statistics Dữ liệu thống kê tài chính quốc tế OECD Organization for Economic Co-

operation and Development

Tổ chức Hợp tác và Phát triển Kinh

tế PPI Producer price index chỉ số giá sản xuất

REER Real effective exchange rate Tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực/Tỷ

giá thực đa phương UIP Uncovered Interest Parity Ngang giá lãi suất không phòng ngừa VAR Vector Autoregressive Model Mô hình vector tự hồi quy

VECM Vector Error Correction Model Mô hình vector hiệu chỉnh sai số USD United States dollar Đồng đô-la Mỹ

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ

Bảng 1.1: Tóm tắt tác động của các yếu tố vĩ mô đến tỷ giá hối đoái theo các nghiên cứu trước đây 10

Bảng 3.1: Kết quả kiểm định ADF 19

Bảng 3.2: Lựa chọn độ trễ tối ưu 20

Bảng 3.3: Kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen 21

Bảng 3.4: Kết quả ước lượng mô hình VECM 21

Đồ thị 3.1: Kiểm định nghiệm đặc trưng AR 22

Bảng 3.5: Kiểm định mô hình VECM 23

Đồ thị 3.2: Diễn biến của REER so với EREER từ 2000 – 2016 24

Đồ thị 3.3: Mức độ sai lệch của tỷ giá thực qua các năm từ 2000 – 2016 24

Đồ thị 4.1: Cân đối thương mại Việt Nam năm 2000 – 2015 27

Bảng 4.1: Mức độ sai lệch tỷ giá hối đoái thực của Việt Nam giai đoạn 2000 – 2016 30

PHẦN MỞ ĐẦU

Đặt vấn đề

Sự biến động của tỷ hối đoái sẽ kéo theo nhiều tác động đối với trạng thái cân bằng chung của nền kinh tế Việc tỷ giá hối đoái bị định giá quá cao hay định giá quá thấp so với mức tỷ giá cân bằng đều gây ra những tác động truyền dẫn tiêu cực: tỷ giá hối đoái thấp hơn mức cân bằng sẽ làm giảm đi sức cạnh tranh của hàng xuất khẩu, từ đó làm xấu đi cán cân thương mại, trong khi tỷ giá hối đoái bị định giá cao sẽ gây áp lực lên giá cả hàng hóa trong nước, khiến cho lạm phát gia tăng và gây ra tình trạng bất ổn cho nền kinh tế Do đó, việc xác định độ lệch tỷ giá hối đoái

so với giá trị cân bằng là một vấn đề cấp thiết được đặt ra cho mỗi quốc gia Mặt khác, để các chính sách điều hành tỷ giá phát huy được tính hiệu quả, đạt được các mục tiêu kinh tế xã hội đề ra thì cần phải xác định được các nhân tố có ảnh hưởng

và cơ chế tác động của chúng đến tỷ giá hối đoái, từ đó đưa ra các chính sách điều chỉnh phù hợp với thực tế, đúng với trọng tâm vấn đề cần giải quyết

Mục tiêu nghiên cứu

Thứ nhất, nghiên cứu sẽ xác định vai trò và đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô đối với tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực tại Việt Nam, từ đó làm cơ sở để tính toán tỷ giá thực cân bằng trong dài hạn

Thứ hai, dựa vào giá trị tỷ giá cân bằng trong dài hạn thu được, nghiên cứu

sẽ tiến hành xác định độ lệch của tỷ giá trong thực tế so với tỷ giá cân bằng, qua đó một mặt đánh giá được tình trạng sai lệch của tỷ giá tại Việt Nam, mặt khác dùng làm cơ sở để gợi ý các chính sách điều tiết tỷ giá một cách có hiệu quả, theo sát với diễn biến của thị trường

Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

Đối tượng của đề tài là mối quan hệ trong dài hạn giữa các yếu tố kinh tế vĩ

mô đối với tỷ giá hối đoái thực và độ lệch của tỷ giá trong thực tế khỏi giá trị cân bằng dài hạn Các yếu tố kinh tế vĩ mô được xem xét cụ thể ở đây là chi tiêu của chính phủ, mức cung tiền trong nước, tỷ lệ tài sản có ngoại tệ ròng, độ mở của nền kinh tế, chênh lệch năng lực sản xuất và chênh lệch lãi suất trong nước so với nước ngoài

Phạm vi nghiên cứu của đề tài giới hạn tại thị trường Việt Nam Do tính hạn chế về mặt dữ liệu, đề tài chỉ tiến hành nghiên cứu được cho giai đoạn từ năm 2000 – 2016

Phương pháp nghiên cứu

Đề tài xác định mối quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô đối với tỷ giá thực

và độ lệch của tỷ giá khỏi giá trị cân bằng dựa trên cơ sở mô hình tỷ giá cân bằng hành vi (Behavioral Equilibrium Exchange Rate - BEER) do Clark và MacDonald đưa ra vào năm 1998 Đề tài tiếp cận mô hình dựa trên phương pháp hồi quy vector hiệu chỉnh sai số (Vector Error Correction Model – VECM) nhằm đánh giá được mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến số trong mô hình, đồng thời giải thích được các biến động trong ngắn hạn do các cú sốc kinh tế

Kết cấu của đề tài

Đề tài gồm có 3 phần:

- CHƯƠNG I: Tổng quan chung về vấn đề nghiên cứu

- CHƯƠNG II: Xây dựng mô hình xác định tỷ giá hối đoái cân bằng dài hạn tại Việt Nam

- CHƯƠNG III: Kết quả nghiên cứu – mối quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ

mô đối với tỷ giá thực và độ lệch của tỷ giá trong thực tế khỏi giá trị cân bằng dài hạn

- CHƯƠNG IV: Đánh giá và kết luận

CHƯƠNG I: TỔNG QUAN CHUNG VỀ

VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU

Tỷ giá hối đoái biến động lệch khỏi mức cân bằng, cho dù bị định giá cao hay định giá thấp cũng đều kéo theo nhiều tác động truyền dẫn tiêu cực: tỷ giá hối đoái bị định giá thấp hơn mức cân bằng sẽ làm giảm đi sức cạnh tranh của hàng xuất khẩu, từ đó làm xấu đi cán cân thương mại; trong khi tỷ giá hối đoái bị định giá cao sẽ gây áp lực lên giá cả hàng hóa trong nước, khiến cho lạm phát gia tăng và gây ra tình trạng bất ổn cho nền kinh tế Do đó, việc xác định mức tỷ giá cân bằng

và độ lệch tỷ giá hối đoái trong thực tế so với giá trị cân bằng là một trong những vấn đề cấp thiết được đặt ra cho mỗi quốc gia Bên cạnh đó, để mục tiêu điều hành

tỷ giá đi đúng định hướng và có tính hiệu quả, cần phải xác định được các yếu tố chính có tác động đến tỷ giá hối đoái thực, từ đó đưa ra các chính sách điều tiết phù hợp hướng tới đúng đối tượng cần điều chỉnh, tránh gây ra các phản ứng phụ tiêu cực khác trên thị trường

Để tính được độ lệch của tỷ giá hối đoái trong thực tế, trước hết cần phải xác định được mức tỷ giá hối đoái cân bằng Trên thế giới có nhiều trường phái nghiên cứu về tỷ giá với nhiều hướng tiếp cận khác nhau, trong đó hướng nghiên cứu xác định độ lệch của tỷ giá theo hướng tiếp cận các mô hình lý thuyết truyền thống như ngang giá sức mua và ngang giá lãi suất thường ít được áp dụng trong thực tế do tồn tại nhiều hạn chế xuất phát từ các giả định lý thuyết nền bị vi phạm Bên cạnh đó,

có rất nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng các mối quan hệ ngang giá này thường không được duy trì liên tục, đặc biệt là trong ngắn hạn do những tồn tại bất cân xứng của thị trường Hướng tiếp cận khác thường được sử dụng là các mô hình nghiên cứu thực nghiệm Các nghiên cứu thực nghiệm về tỷ giá trên thế giới có 2 phương pháp tiếp cận phổ biến: mô hình tỷ giá cân bằng cơ sở (Fundamental Equilibrium Exchange Rate – FEER) và mô hình tỷ giá cân bằng hành vi (Behavioral

Equilibrium Exchange Rate – BEER) Mô hình tỷ giá cân bằng cơ sở dựa trên điều kiện cân bằng cả bên trong lẫn bên ngoài của nền kinh tế vĩ mô, với ưu điểm dễ áp dụng và có khả năng giải thích được các biến động trong dài hạn của tỷ giá, trong khi mô hình tỷ giá cân bằng hành vi cho phép giải thích được các biến động trong ngắn hạn của tỷ giá dựa trên các thành phần kinh tế cơ bản

1.2.1 Mô hình tỷ giá cân bằng cơ sở (Fundamental Equilibrium Exchange Rate

– FEER)

Mô hình FEER được đề xuất lần đầu tiên bởi Williamson (1994), dựa trên điều kiện cân bằng cả bên trong lẫn bên ngoài của nền kinh tế vĩ mô Cân bằng bên trong được xác định tại mức sản lượng tiềm năng tương ứng với tỷ lệ thất nghiệp tự nhiên và tỷ lệ lạm phát thấp bền vững Cân bằng bên ngoài được xác định bởi các dòng vốn luân chuyển bền vững giữa các quốc gia khi đã đạt được trạng thái cân bằng bên trong Theo mô hình FEER, tỷ giá cân bằng được xác định dựa trên trạng thái cân bằng trong trung và dài hạn của cán cân vãng lai và trạng thái toàn dụng của nền kinh tế Cốt lõi của mô hình FEER là sự cân bằng giữa tài khoản vãng lai (CA) và tài khoản vốn (KA):

CA = - KA Trong điều kiện nền kinh tế đạt trạng thái toàn dụng thì trạng thái của cán cân vãng lai được biểu thị qua hàm số tuyến tính của các biến tỷ giá thực đa phương (q), tổng cầu hay tổng thu nhập quốc dân trong nước ( ̅d) và tổng thu nhập quốc dân

ở nước ngoài ( ̅f)

CA = b0 + b1q + b2 ̅d + b3 ̅f = – ̅̅̅̅ (1.1)

Trong đó: b1 < 0, b2 > 0 và b3 > 0, tương ứng với các thành phần chính cấu thành nên cán cân vãng lai: cán cân thương mại (q) và cán cân thu nhập ( ̅d và ̅f) ̅̅̅̅ là chênh lệch giữa mức tiết kiệm và đầu tư, biểu thị trạng thái của cán cân

vốn trong trung hạn Từ phương trình (1.1), tỷ giá cân bằng cơ sở FEER được xác định:

FEER = ̅̅̅̅ ̅ ̅

Mô hình FEER xem xét tỷ giá đặt trong điều kiện cân bằng bền vững cả bên trong lẫn bên ngoài của nền kinh tế trong trung và dài hạn Các yếu tố mang tính chu kỳ và đầu cơ trong ngắn hạn của thị trường ngoại hối không được xem xét tới trong mô hình Vì vậy mô hình FEER phù hợp trong việc giải thích các biến động của tỷ giá cân bằng trong trung và dài hạn hơn là trong ngắn hạn

1.2.2 Mô hình tỷ giá cân bằng hành vi – (Behavioral Equilibrium Exchange

Rate – BEER)

Phương pháp xác định tỷ giá cân bằng BEERs (Behavioral Equilibrium Exchange Rate) được Clark và MacDonald đưa ra vào năm 1998 Theo đó, phương pháp này giúp phân tích sự biến động của tỷ giá hối đoái thực thông qua các yếu tố kinh tế tác động đến tỷ giá theo thời gian Tỷ giá thực BEER được xây dựng dựa trên hai nhóm yếu tố cơ bản: (1) các yếu tố cơ bản có tác động đến tỷ giá cân bằng trong trung hạn và dài hạn, và (2) các yếu tố tạm thời khác có ảnh hưởng đến tỷ giá trong ngắn hạn:

β1, β2, τ: vector hệ số góc của các biến,

εt : sai số ngẫu nhiên

Như vậy, theo phương trình (1.2) tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực sẽ chịu ảnh hưởng bởi tập hợp các yếu tố kinh tế vĩ mô cơ bản Z1 và Z2, các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ giá trong ngắn hạn T, và sai số ngẫu nhiên εt Tỷ giá cân bằng trong hiện tại,

ký hiệu q’, sẽ chịu ảnh hưởng bởi giá trị hiện tại của các yếu tố kinh tế vĩ mô trung

và dài hạn:

qt’ = β1’Z1t + β2’Z2t

Độ lệch của tỷ giá trong hiện tại (current misaligment - cmt) là sự khác biệt giữa tỷ giá quan sát được trong thực tế so với tỷ giá cân bằng trong hiện tại, được ước lượng bằng cách sử dụng các giá trị hiện tại của yếu tố kinh tế cơ bản Độ lệch của tỷ giá trong hiện tại phản ánh biến động của tỷ giá trong ngắn hạn Độ lệch của

tỷ giá trong hiện tại được xác định:

cmt = qt – qt’ = τ’Tt + εt

Gọi ̅̅̅̅ và ̅̅̅̅ là các giá trị bền vững của các yếu tố kinh tế vĩ mô trong trung và dài hạn, tỷ giá hối đoái cân bằng trong trung và dài hạn, ký hiệu qt*, được xác định:

tmt = qt - qt* = τ’Tt + εt + β1’(Z1t – ̅̅̅̅) + β 2’

(Z2t – ̅̅̅̅) Như vậy, tổng sai lệch của tỷ giá hối đoái tại bất kỳ thời điểm nào cũng có thể phân tách thành các thành phần riêng biệt: sai lệch do tác động của các yếu tố tạm thời (Tt), sai lệch do nhiễu ngẫu nhiên (εt) và sai lệch do các yếu tố kinh tế cơ bản trong ngắn hạn đi chệch khỏi giá trị bền vững trong dài hạn của chúng ( ̅̅̅̅ và

̅̅̅̅) Khác với mô hình tỷ giá FEER bỏ qua các yếu tố mang tính xu hướng và tạm thời trong ngắn hạn, mô hình xác định tỷ giá cân bằng hành vi – BEER có thể được

sử dụng để giải thích các chuyển động mang tính chu kỳ của tỷ giá hối đoái thực

Do đó, trong khuôn khổ của bài nghiên cứu này sẽ áp dụng mô hình tỷ giá cân bằng hành vi – BEER

Mô hình tỷ giá cân bằng hành vi BEER là mô hình thực nghiệm, các biến số được áp dụng trong mô hình sẽ thay đổi phụ thuộc vào khuôn khổ lý thuyết được áp dụng Mỗi nền kinh tế, mỗi quốc gia đều mang nét đặc trưng và các điều kiện kinh

tế riêng biệt, nên ảnh hưởng của cùng một nhân tố đến tỷ giá của quốc gia này có thể khác biệt so với quốc gia khác Do đó các biến số được lựa chọn đưa vào mô hình sẽ thay đổi tùy thuộc vào các điều kiện đặc trưng của từng nền kinh tế cụ thể

Trên thế giới, có nhiều nghiên cứu khác nhau đã xác định được các nhóm yếu tố kinh tế vĩ mô cơ bản có tác động chi phối và ảnh hưởng đến biến động của tỷ giá hối đoái thực, tuy nhiên mức độ ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô lên tỷ giá lại không giống nhau đối với mẫu dữ liệu của các quốc gia khác nhau

Ở nhóm các nước phát triển, nghiên cứu của Fernandez, Osbat và Schnatz (2006) với mẫu dữ liệu gồm 25 nước thuộc nhóm OECD trong giai đoạn từ 1975 –

2002, phát hiện ra rằng trong trung và dài hạn tỷ giá thực tế phụ thuộc vào thu nhập bình quân đầu người (thước đo thay thế cho năng suất), chi tiêu của chính phủ và độ

mở cửa của nền kinh tế Trong đó mức thu nhập bình quân đầu người và chi tiêu của chính phủ tăng lên sẽ khiến cho tỷ giá tăng, trong khi gia tăng độ mở cửa của nền kinh tế sẽ khiến tỷ giá giảm Nghiên cứu thực nghiệm của Elbadawi và Soto (2005) dựa trên dữ liệu của 84 quốc gia (bao gồm 17 quốc gia phát triển và 67 quốc gia đang phát triển) trong giai đoạn từ 1980 – 2003, kết quả cho thấy năng suất là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến tỷ giá, tiếp đến là trạng thái của cán cân vãng lai, các công cụ kết hợp của chính sách tài khóa và điều kiện thương mại Theo đó, sự

kết hợp giữa việc cơ cấu lại chi tiêu của chính phủ, giảm thuế đối với hàng hóa phi mậu dịch và các chính sách khác nhằm gia tăng độ mở cửa của nền kinh tế có thể khiến cho tỷ giá cân bằng sụt giảm từ 30% đến 40%

Đối với nhóm nước đang phát triển và các nền kinh tế chuyển đổi, Dufrenot

và Yehoue (2005) nghiên cứu về độ lệch của tỷ giá hối đoái thực tại 64 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn từ 1979 – 2000, phát hiện các biến số kinh tế vĩ mô

cơ bản như năng suất, điều kiện thương mại, độ mở cửa của nền kinh tế có mối tương quan chặt chẽ đến sự thay đổi của tỷ giá hối đoái ở nhóm các nước có mức thu nhập thấp, tuy nhiên ở nhóm những quốc gia có mức thu nhập trung bình thì lại không tồn tại mối tương quan này Nghiên cứu của Candelon và cộng sự (2006) ước tính tỷ giá hối đoái thực cân bằng cho nhóm 8 nước thành viên mới của khu vực đồng EURO trong giai đoạn từ 1993 – 2003, cho thấy mức năng suất có mối tương quan cùng chiều với các thay đổi trong tỷ giá, trong khi độ mở cửa của nền kinh tế lại có tác động ngược chiều đến tỷ giá hối đoái Bên cạnh đó, độ lệch của tỷ giá hối đoái sau khi các nước này gia nhập vào khu vực đồng EURO là rất nhỏ MacDonald

và Vieira (2010) bằng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng với hiệu ứng cố định và hiệu ứng ngẫu nhiên cho mẫu bao gồm 90 quốc gia trong giai đoạn từ năm 1980 đến

2004, cho thấy độ lệch tỷ giá hối đoái có mối tương quan với các biến số GDP bình quân đầu người, tài sản có ngoại tệ ròng, điều kiện thương mại và chi tiêu của chính phủ Đặc biệt, hệ số ước lượng của các biến số này cao hơn tại các nước đang phát triển và các nước mới nổi

Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ giá cân bằng dài hạn của nhóm 5 nước Đông Nam Á (ASEAN-5) của AbuDalu và Elgazoli (2013) trong giai đoạn từ

1991 - 2006 dựa trên các biến tốc độ tăng trưởng của GDP, chênh lệch trong mức lãi suất, mức cung tiền trong nước (M1), tài sản có ngoại tệ ròng và điều kiện thương mại đã chỉ ra rằng: các yếu tốquyết định chính yếu đến sự cân bằng của tỷ giá hối đoái đối với các nền kinh tế đang phát triển là không đồng nhất Tuy nhiên, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng, tỷ giá hối đoái cân bằng trong dài hạn của nhóm các

nước ASEAN-5 đều chịu ảnh hưởng bởi mức cung tiền trong nước (M1) và lãi suất nước ngoài Nghiên cứu về tỷ giá cân bằng ở Việt Nam áp dụng mô hình tỷ giá cân bằng hành vi của tác giả Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) sử dụng mẫu dữ liệu từ năm 1997 – 2014 cho thấy các biến số có ảnh hưởng lớn đến tỷ giá

là năng suất, tài sản ngoại tệ ròng, độ mở cửa của nền kinh tế, chênh lệch lãi suất thực tế và cung tiền Nghiên cứu tỷ giá của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) cũng dựa trên mô hình tỷ giá cân bằng hành vi dựa trên dữ liệu từ năm

2000 – 2010 chỉ ra rằng chi tiêu của chính phủ có tác động cùng chiều và mạnh nhất đến tỷ giá hối đoái, tiếp đến là độ mở cửa của nền kinh tế, trong khi tín dụng nội địa

và tài sản nước ngoài ròng thì có ảnh hưởng ít hơn và có mối tương quan ngược chiều với giá Kết quả nghiên cứu của Vũ Quốc Huy và cộng sự (2012) cho thấy phần nào có mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá và tài sản nước ngoài ròng, chênh lệch năng suất, độ mở cửa của nền kinh tế và FDI (đại diện cho cán cân vốn), mặc dù chỉ

có hệ số của các biến tài sản nước ngoài ròng và năng suất là có ý nghĩa thống kê Trong đó, biến tài sản nước ngoài ròng có tác động cùng chiều với tỷ giá, trái với kỳ vọng ban đầu của nhóm tác giả

Như vậy, một yếu tố có thể có tác động đối với tỷ giá ở quốc gia này nhưng lại không có mối quan hệ gì đối với tỷ giá tại quốc gia khác Bên cạnh đó, các kết quả nghiên cứu trong những giai đoạn khác nhau của các tác giả khác nhau trong cùng một nhóm nước hoặc một quốc gia cũng không đồng nhất với nhau Điều này cho thấy mối quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô đối với tỷ giá sẽ thay đổi phụ thuộc vào điều kiện cụ thể của mỗi quốc gia, đồng thời mối quan hệ này cũng sẽ thay đổi khác nhau phụ thuộc vào các giai đoạn nghiên cứu khác nhau

Bảng 1.1: Tóm tắt tác động của các yếu tố vĩ mô đến tỷ giá hối đoái theo các nghiên cứu trước đây

CHƯƠNG II: XÂY DỰNG MÔ HÌNH XÁC ĐỊNH

TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI CÂN BẰNG DÀI HẠN TẠI VIỆT NAM

Clark và MacDonald (1998) xây dựng mô hình BEER dựa trên điều kiện ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) và đề xuất các biến số kinh tế vĩ mô như

tỷ lệ thương mại (term of trade – TOT), tỷ lệ giá nội tại (traded to non-traded – TNT), tài sản nước ngoài ròng (net foreign assets – NFA), nợ của chính phủ (government dept – λ):

BEER = f(R – R*, TOT, TNT, NFA, λ)

Với:

(i) R – R*: Sự thay đổi trong lãi suất thực Theo lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa, tỷ giá hối đoái sẽ thay đổi tương ứng với sự chênh lệch trong lãi suất của 2 quốc gia;

(ii) TOT – Term Of Trade: Tỷ số giữa chỉ số giá xuất khẩu và chỉ số giá nhập khẩu, phản ánh điều kiện thương mại giữa các quốc gia;

(iii) TNT: Tỷ lệ giá nội tại (internal price index), được đo bằng tỷ lệ giữa chỉ số giá của rổ hàng hóa thương mại (traded goods) và rổ hàng hóa phi thương mại (non-traded goods), phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson TOT tăng lên, tức năng suất sản xuất hàng hóa mậu dịch tăng lên sẽ khiến cho đồng nội tệ lên giá

(iv) NFA – Net Foreign Assets: Tài sản nước ngoài ròng;

(v) λ: Nợ của Chính phủ

Trong nghiên cứu thực nghiệm giữa các nước, các biến số kinh tế vĩ mô cơ bản trong vector Zit có thể thay đổi tùy theo đặc thù môi trường kinh tế vĩ mô của mỗi nước và lý thuyết thực nghiệm được áp dụng Không có mô hình chuẩn cho tất

cả các nền kinh tế, tùy vào điều kiện và tình hình cụ thể của mỗi quốc gia khác nhau

mà các biến giải thích có thể được thêm vào hay loại bỏ khỏi mô hình BEER, nhằm mục tiêu cuối cùng là tìm ra mô hình chứa các yếu tố kinh tế vĩ mô cơ bản tối ưu có thể giải thích một cách đầy đủ nhất biến động của tỷ giá thực Do đó, các nghiên cứu tỷ giá thực khác nhau cùng sử dụng mô hình BEER có thể đưa ra cấu trúc mô hình hoàn toàn khác nhau Ví dụ, trong nghiên cứu của Wang và cộng sự (2007) về

tỷ giá cân bằng dài hạn ở thị trường Trung Quốc, các biến số vĩ mô được sử dụng trong mô hình BEER là tỷ lệ thương mại, năng suất, dự trữ ngoại hối và cung tiền,

bỏ qua sự chênh lệch về lãi suất Trong một nghiên cứu khác của Shinji và Zongying (2010) cũng tại thị trường Trung Quốc thì các biến số được sử dụng trong

mô hình BEER lại là tỷ lệ thương mại, độ mở cửa của nền kinh tế, chi tiêu của Chính phủ, tài sản có ngoại tệ ròng và chênh lệch lãi suất Trong các nghiên cứu ở Việt Nam, các biến số thường được sử dụng là độ mở cửa của nền kinh tế, tỷ lệ thương mại, khác biệt về năng lực sản suất, chi tiêu của chính phủ, tín dụng nội địa, tài sản có ngoại tệ ròng (Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh, 2012) Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) thì sử dụng các biến độ mở cửa của nền kinh tế, khác biệt về năng lực sản suất, quy mô mức cung tiền M2, tài sản có ngoại tệ ròng, chênh lệch lãi suất thực tế

Nghiên cứu tỷ giá hối đoái ở các nước đang phát triển của Montiel (1999) đã phân chia các biến số kinh tế nền tảng tác động đến tỷ giá hối đoái thực thành 4 nhóm lớn dựa trên điều kiện cân bằng bên trong và cân bằng bên ngoài của nền kinh tế: chính sách tài khóa (chi tiêu chính phủ), chính sách ngoại thương (trợ cấp xuất khẩu, độ mở cửa của nền kinh tế ), nhân tố cung nội địa (năng lực sản xuất, GDP bình quân phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson), môi trường kinh tế quốc tế (điều kiện thương mại, lưu chuyển vốn, ) Tuy nhiên, biến số cụ thể đại diện cho từng nhóm sẽ được lựa chọn tùy thuộc vào tình hình và đặc điểm khác nhau của các nền kinh tế

Dựa theo sự phân chia các nhóm yếu tố nền tảng tác động lên tỷ giá hối đoái thực của Montiel (1999) kết hợp với kết quả của các nghiên cứu thực nghiệm về tỷ giá trước đây (Bảng 1.1), những biến số được lựa chọn đưa vào mô hình BEER áp dụng cho Việt Nam là những biến số có ảnh hưởng lớn đến tỷ giá hối đoái cân bằng xuyên suốt nhiều nghiên cứu khác nhau như năng suất và độ mở cửa của nền kinh tế (Fernandez và cộng sự, 2006; Elbadawi và Soto, 2005; Dufrenot và Yehoue, 2005; Candelon và cộng sự, 2006; Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí, 2016) Ngoài

ra, các nghiên cứu cũng cho thấy yếu tố chi tiêu chính phủ và tài sản có ngoại tệ ròng cũng có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam (Nguyễn Cẩm Nhung

và Hoàng Minh Trí, 2016;Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh, 2012) Như vậy, các biến số đại diện cho từng nhóm yếu tố phản ánh mối quan hệ cân bằng bên trong và bên ngoài của nền kinh tế dựa theo sự phân chia của Montiel (1999) được lựa chọn đưa vào mô hình BEER bao gồm: chi tiêu của chính phủ – đại diện cho chính sách tài khóa, độ mở cửa của nền kinh tế – đại diện cho chính sách ngoại thương, năng suất – đại diện cho nhân tố cung nội địa và tài sản có ngoại tệ ròng – đại diện cho yếu tố môi trường kinh doanh quốc tế Bên cạnh đó, các nghiên cứu tỷ giá trong khu vực ASEAN và các nghiên cứu tại Việt Nam cũng chỉ ra rằng chênh lệch lãi suất và cung tiền là hai yếu tố có tác động mạnh đến tỷ giá hối đoái thực (AbuDalu và Elgazoli, 2013; Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí, 2016) Do

đó, nghiên cứu bổ sung thêm hai biến số là chênh lệch lãi suất và cung tiền Cuối cùng, mô hình BEER áp dụng cho Việt Nam sẽ được xây dựng dựa trên 6 biến số là chi tiêu của chính phủ – GOV, quy mô cung tiền trong nước – M, tài sản có ngoại tệ ròng – NFA, độ mở cửa của nền kinh tế – OPEN, sự khác biệt trong năng lực sản xuất – PROD và mức chênh lệch lãi suất trong nước so với lãi suất nước ngoài – R:

REER = f (GOV, M, NFA, PROD, OPEN, R)

Tỷ giá được xem xét trong bài nghiên cứu là tỷ giá thực đa phương hay tỷ giá thực có hiệu lực (Real Effective Exchange Rate – REER) REER là chỉ số tỷ giá thực trung bình của một đồng tiền so với các đồng tiền khác trong rổ tiền tệ của

nhiều quốc gia đối tác thương mại khác nhau REER phản ánh chính xác sức mua thực tế đồng tiền của một quốc gia đồng thời cho thấy vị thế cạnh tranh thương mại của quốc gia đó so với các bạn hàng còn lại REER được xác định dựa theo công thức:

REER = ∑

CPI i

Với Ei là tỷ giá danh nghĩa của đồng tiền của quốc gia thứ i trong rổ tiền tệ,

Wi là tỷ trọng thương mại của quốc gia i, CPIi là chỉ số giá của quốc gia i và CPIh là chỉ số giá trong nước Trong bài nghiên cứu, tỷ giá danh nghĩa Ei được tính theo cách yết giá trực tiếp

Bài nghiên cứu sử dụng phương trình đồng liên kết của Johansen để phân tích mối quan hệ trong dài hạn của các yếu tố kinh tế vĩ mô đối với tỷ giá thực của đồng Việt Nam Bên cạnh đó, mô hình vector hiệu chỉnh sai số – VECM cũng sẽ được sử dụng để phân tích các tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô lên tỷ giá hối đoái thực của đồng Việt Nam trong ngắn hạn Cuối cùng, nghiên cứu sử dụng bộ lọc Hodrick-Prescott để loại bỏ các biến động ngẫu nhiên và tức thời trong ngắn hạn của các chuỗi dữ liệu gốc, nhằm thu được các giá trị ước lượng bền vững trong dài hạn của các yếu tố kinh tế vĩ mô, dùng làm cơ sở để tính toán tỷ giá thực cân bằng dài hạn, từ đó xác định độ lệch của tỷ giá trong thực tế so với tỷ giá cân bằng trong dài hạn

2.2.1 Chi tiêu chính phủ – GOV

Chi tiêu chính phủ đại diện cho nhóm yếu tố chính sách tài khóa Tác động của chi tiêu chính phủ đến tỷ giá còn phụ thuộc vào việc chính phủ chi tiêu cho hàng hóa mậu dịch nhiều hơn hay hàng hóa phi mậu dịch nhiều hơn Theo Frenkel

và Razin (1996), nếu chính phủ chi tiêu cho hàng hóa mậu dịch nhiều hơn, cầu hàng hóa mậu dịch tăng lên gây tác động tiêu cực đến cán cân thương mại, khiến cho

REER có xu hướng tăng Ngược lại, nếu chính phủ chi tiêu cho hàng hóa phi mậu dịch nhiều hơn, cầu nội địa tăng gây áp lực lên giá cả hàng hóa và dịch vụ trong nước khiến cho REER giảm Bên cạnh đó, kết quả nghiên tỷ giá trong quá khứ của

Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) cũng cho thấy chi tiêu của chính phủ là một trong những yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam Biến GOV được tính bằng tỷ trọng của tổng chi tiêu chính phủ

so với GDP, trong đó số liệu chi tiêu của chính phủ và GPD được lấy từ nguồn dữ liệu của World Bank

2.2.2 Quy mô cung tiền trong nước – M

Nghiên cứu biến động của tỷ giá cho mẫu gồm 5 quốc gia thành viên ASEAN của AbuDalu và Elgazoli (2013) đã chỉ ra rằng: cung tiền là một trong những yếu tố chính dẫn dắt sự biến động của tỷ giá trong dài hạn Quy mô cung tiền trong nước tăng lên sẽ tác động trực tiếp đến giá trị của đồng nội tệ, khiến cho đồng nội tệ mất giá, từ đó làm cho REER tăng lên Mặt khác, theo nghiên cứu của Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016), quy mô cung tiền tăng lên cũng đồng thời gây áp lực lên giá cả hàng hóa trong nước, làm tăng mức giá chung của nền kinh tế khiến cho REER giảm xuống Do đó tác động của cung tiền có thể cùng chiều hoặc ngược chiều so với biến động của tỷ giá Biến quy mô cung tiền M được tính bằng tỷ trọng của mức cung tiền trong nước so với GDP, trong đó số liệu cung tiền được lấy từ nguồn dữ liệu mở của Dữ liệu thống kê tài chính quốc tế (International Financial Statistics – IFS)

2.2.3 Tỷ lệ tài sản nước ngoài ròng – NFA

Tài sản nước ngoài ròng hay tài sản có ngoại tệ ròng, là phần chênh lệch giữa tài sản có ngoại tệ và tài sản nợ ngoại tệ thể hiện trên Bảng cân đối thống kê tiền tệ tổng hợp của Ngân hàng Nhà nước và các tổ chức tín dụng Biến NFA phản ánh dòng chu chuyển vốn, đại diện cho yếu tố môi trường kinh tế quốc tế Theo Faruqee (1995) và Gagnon (1996), NFA tăng lên cho thấy dòng vốn nước ngoài

chảy vào làm tăng mức thu nhập trong nước dẫn đến cầu hàng hóa nội địa tăng lên, tác động truyền dẫn khiến cho giá cả hàng hóa trong nước tăng lên Do đó, biến NFA được kỳ vọng có tác động ngược chiều với REER Tuy nhiên, các kết quả nghiên cứu trước đây cho thấy tác động của biến NFA lên tỷ giá không đồng nhất: nghiên cứu của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) cùng với Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) cho thấy kết quả biến NFA có tác động đến tỷ giá đúng với kỳ vọng lý thuyết, trong khi nghiên cứu của MacDonald

và Vieira (2010) và Vũ Quốc Huy và cộng sự (2012) lại cho thấy NFA có mối tương quan ngược chiều so với REER Do đó, cần phải đánh giá thêm tác động của yếu tố tài sản có ngoại tệ ròng đến tỷ giá hối đoái thực trong thực tế Biến NFA được tính bằng tỷ trọng của tài sản có ngoại tệ ròng so với GDP, trong đó số liệu tài sản có ngoại tệ ròng được lấy từ nguồn dữ liệu mở của IFS

2.2.4 Độ mở cửa của nền kinh tế – OPEN

Biến OPEN đại diện cho nhóm yếu tố chính sách ngoại thương, được tính bằng tỷ lệ của tổng kim ngạch xuất nhập khẩu so với GDP danh nghĩa Theo Candelon và cộng sự (2006), khi chính sách ngoại thương được mở rộng, tiêu dùng trong nước sẽ có xu hướng chuyển dịch từ hàng hóa phi mậu dịch sang hàng hóa mậu dịch rẻ hơn, do đó khiến mặt bằng giá trong nước giảm và làm cho REER tăng lên Tuy nhiên, gia tăng độ mở cửa nền kinh tế cũng có thể tác động đến tỷ giá theo cách khác: hàng rào thuế quan và bảo hộ thương mại dần được gỡ bỏ, mở đường cho hàng hóa trong nước xuất khẩu ra nước ngoài, từ đó cải thiện cán cân thương mại khiến cho REER giảm xuống Như vậy biến OPEN có thể có tác động cùng chiều hoặc ngược chiều với REER Các nghiên cứu trong quá khứ của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012), Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) đã chỉ ra rằng gia tăng mở cửa nền kinh tế trong trường hợp của Việt Nam sẽ gây ra tác động làm tăng tỷ giá hối đoái thực Tuy nhiên tác động của biến OPEN trong hiện tại cần phải được xem xét và đánh giá thêm Số liệu tổng kim ngạch xuất nhập khẩu được lấy từ nguồn dữ liệu của World Bank

2.2.5 Năng lực sản suất – PROD

Biến PROD đại diện cho nhóm yếu tố nhân tố cung nội địa, phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson Trong mô hình gốc của Clark và MacDonald (1998), biến được sử dụng để phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson là biến TNT (traded

to non-traded) – phản ánh tỷ lệ giá nội tại (internal price index), được đo bằng tỷ lệ giữa chỉ số giá của rổ hàng hóa mậu dịch (traded goods) và rổ hàng hóa phi mậu dịch (non-traded goods) Hiệu ứng Balassa – Samuelson dựa trên sự khác biệt trong năng suất giữa 2 khu vực mậu dịch và phi mậu dịch Hiệu ứng chỉ ra rằng, khi năng suất của khu vực mậu dịch tăng lên sẽ khiến cho mức lương của khu vực mậu dịch tăng lên, kết hợp với sự tự do dịch chuyển lao động giữa 2 khu vực sẽ khiến cho mặt bằng mức lương chung tăng lên Như vậy mức lương khu vực phi mậu dịch cũng tăng lên Xét trong khu vực mậu dịch: sản lượng tăng bù lại cho chi phí lương tăng nên giá hàng hóa mậu dịch bán ra không đổi Xét trong khu vực phi mậu dịch: chi phí lương tăng trong khi sản lượng không tăng khiến giá hàng hóa phi mậu dịch phải tăng lên Tác động tổng hợp sẽ khiến cho sản lượng nội địa tăng lên không theo kịp tốc độ tăng của chi phí lương, kết hợp với giá cả hàng hóa phi mậu dịch trong nước tăng dẫn đến tổng cầu dịch chuyển sang hàng hóa mậu dịch, gây ra áp lực gia tăng nhập khẩu khiến cho tỷ giá tăng Thông thường, biến TNT không thể

đo lường trực tiếp và rất khó ước tính Do đó, để phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson, nhiều nghiên cứu khác nhau đã đề xuất sử dụng các biến khác để thay thế: Alberola và Tyrväinen (1998), De Gregorio và cộng sự (1994) đề xuất sử dụng

tỷ lệ giữa chỉ số giá tiêu dùng – CPI và chỉ số giá sản xuất – PPI đại diện cho hiệu ứng Balassa – Samuelson; Hsieh (1982), Marston (1987), Canzoneri và cộng sự (1997) đề xuất sử dụng năng suất lao động; trong các nghiên cứu tỷ giá hối đoái cân bằng của Wang và cộng sự (2007), Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012), Vũ Quốc Huy và cộng sự (2012), Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) thì sử dụng GDP bình quân đầu người làm biến thay thế Trong mô hình nghiên cứu áp dụng cho Việt Nam, biến đại diện cho hiệu ứng Balassa – Samuelson

là thu nhập bình quân đầu người – PROD, phản ánh năng lực sản xuất của quốc gia

Biến PROD được kỳ vọng có tác động cùng chiều so với REER PROD được tính bằng tỷ số giữa thu nhập bình quân đầu người của Việt Nam so với thu nhập bình quân đầu người của thế giới, nguồn số liệu tính toán được lấy từ hệ thống dữ liệu của World Bank

2.2.6 Chênh lệch lãi suất thực trong nước so với lãi suất nước ngoài – R

Theo lý thuyết ngang giá lãi suất, nếu lãi suất trong nước cao hơn lãi suất nước ngoài, đồng ngoại tệ sẽ tăng giá để bù đắp cho lãi suất thấp hơn và ngược lại Bên cạnh đó, nghiên cứu của AbuDalu và Elgazoli (2013), Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) cũng chỉ ra kết quả tương tự: chênh lệch lãi suất trong nước

so với nước ngoài tăng sẽ gây ra tác động làm giảm tỷ giá thực Như vậy biến chênh lệch lãi suất R được kỳ vọng có mối tương quan ngược chiều so với REER R được tính toán bằng mức chênh lệch giữa lãi suất thực của đồng Việt Nam so với lãi suất thực của đồng tiền đại diện là USD, dữ liệu tính toán được lấy từ nguồn dữ liệu mở của IFS

Các số liệu được lấy theo quý, trong giai đoạn từ năm 2000 – 2016, nguồn số liệu của tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực được lấy từ Bruelgel.org Các số liệu như tổng kim ngạch xuất nhập khẩu, chi tiêu của chính phủ, GDP và GDP bình quân đầu người chỉ có dữ liệu theo năm, được chuyển sang dữ liệu theo quý bằng phương pháp nội suy tuyến tính Các chuỗi dữ liệu đưa vào mô hình đều được hiệu chỉnh yếu tố mùa vụ và được chuyển sang dạng logarit:

lnREERt = α + β1lnGOVt + β2lnMt + β3lnNFAt + β4lnPRODt + β5lnOPENt+ β6lnRt + εt

CHƯƠNG III: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU – MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ

VĨ MÔ ĐỐI VỚI TỶ GIÁ THỰC VÀ ĐỘ LỆCH CỦA TỶ GIÁ TRONG THỰC TẾ KHỎI GIÁ TRỊ CÂN BẰNG DÀI HẠN

Một trong những vấn đề chính của phân tích dữ liệu theo chuỗi thời gian là vấn đề hồi quy không xác thực hay hồi quy giả mạo do tính không dừng của các chuỗi dữ liệu Có nhiều phương pháp kiểm tra tính dừng của chuỗi thời gian, trong

đó kiểm định thường gặp nhất là kiểm định nghiệm đơn vị mở rộng của Dickey – Fuller (Augmented Dickey Fuller test – ADF test) Tiến hành kiểm định ADF với chiều dài độ trễ được lựa chọn dựa trên tiêu chuẩn thông tin SIC (Schwarz Info Criterion) thu được kết quả: chuỗi dữ liệu gốc của tất cả các biến đều là chuỗi không dừng Tuy nhiên chuỗi sai phân bậc 1 của các biến đều là chuỗi dừng Như vậy, kết quả cho thấy các biến trong mô hình đều là chuỗi tích hợp bậc 1 (Bảng 3.1)

Bảng 3.1: Kết quả kiểm định ADF

3.2 Kỹ thuật đồng liên kết của Johansen

Việc ước lượng phương trình đồng liên kết và các mô hình hiệu chỉnh sai số ECM đòi hỏi cần phải lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình Độ trễ tối ưu được lựa chọn bằng cách xem xét độ nhạy của mô hình VAR với số độ trễ khác nhau của các biến (Bảng 3.2):

Bảng 3.2: Lựa chọn độ trễ tối ưu

Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ

LR: sequential modified LR test statistic

FPE: Final prediction error

AIC: Akaike information criterion

SC: Schwarz information criterion

HQ: Hannan-Quinn information criterion

(Nguồn: Tính toán từ Eview 9)

Dựa trên các tiêu chuẩn kiểm định LR, sai số dự báo cuối cùng (FPE), tiêu chuẩn thông tin Schwarz (SC) và tiêu chuẩn Hannan – Quinn (HQ), độ trễ tối ưu được lựa chọn trong mô hình VECM là 2 Từ điều kiện tất cả các biến số trong mô hình đều là chuỗi tích hợp ở bậc 1, áp dụng quy trình kiểm định đồng liên kết do Johansen đề xuất thông qua 2 kiểm định là kiểm định Trace và kiểm định giá trị riêng cực đại Max – Eigen Kết quả cho thấy giữa các biến có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết (đồng tích hợp) trong dài hạn tại mức ý nghĩa α = 5% (Bảng 3.3):

Bảng 3.3: Kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen

Kiểm định Trace

Kiểm định Max – Eigen

Số phương trình đồng

tích hợp giả định

Giá trị Eigen

Thống kê Trace p_value

Thống kê MaxEigen

(Nguồn: Tính toán từ Eview 9)

Từ kết quả phân tích đồng liên kết của Johansen, kết quả ước lượng mô hình VECM thể hiện mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến và sai số hiệu chỉnh trong ngắn hạn được trình bày trong Bảng 3.4:

Bảng 3.4: Kết quả ước lượng mô hình VECM

Hệ số đồng liên kết chuẩn hóa

0.167920 (0.07036) [ 2.38648]

-2.417631 (0.17346) [-13.9380]

-1.126212 (0.26367) [-4.27127]

0.186041 (0.02506) [ 7.42413]

0.054550 (0.08182) [ 0.66670]

-0.364931 (0.13902) [-2.62507]

0.033358 (0.01822) [ 1.83117]

0.027950 (0.06961) [ 0.40150]

-0.297244 (0.91970) [-0.32320] Chú thích: sai số chuẩn của ước tính được thể hiện trong ngoặc đơn, trị thống kê t được thể hiện trong dấu ngoặc vuông

(Nguồn: Tính toán từ Eview 9)

Từ kết quả ước lượng VECM ở bảng 3.4, phương trình cân bằng dài hạn của REER được viết lại như sau:

lnREER = 6.006230 + 0.485747 lnGOV – 1.012110 lnM – 0.167920 lnNFA +

Giá trị tới hạn của phân phối Student với bậc tự do là 65 (tương ứng với 66 quan sát sau khi điều chỉnh của mô hình VECM) ở các mức ý nghĩa α khác nhau: α

= 1%, α = 5% và α = 10% lần lượt là 2.653604469, 1.997137908 và 1.668635976 Như vậy có thể thấy tất cả các biến trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (GOV, NFA) và 1% (M, OPEN, PROD, R)

-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5

-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

(Nguồn: Eview 9)

Đồ thị 3.1: Kiểm định nghiệm đặc trưng AR

Kết quả kiểm định nghiệm đặc trưng AR cho thấy tất cả các nghiệm của đa thức đặc trưng đều nằm trong vòng tròn đơn vị (Đồ thị 3.1), như vậy các kết quả ước lượng thu được là bền vững Bên cạnh đó, mô hình cũng vượt qua các kiểm

định trên phần dư, bao gồm: kiểm định tính dừng, kiểm định phương sai thay đổi và kiểm định tự tương quan ở mức ý nghĩa α = 1% (Bảng 3.5)

Bảng 3.5: Kiểm định mô hình VECM

Kiểm định tính dừng

Kiểm định tự tương quan

Kiểm định phương sai thay đổi (White test – No Cross Terms)

841.8990 0.4751 Không tồn tại phương sai thay đổi

(Nguồn: Tính toán từ Eview 9)

3.5 Ước tính sai lệch của tỷ giá hối đoái thực

Nghiên cứu sử dụng bộ lọc Hodrick-Prescott để loại bỏ các biến động ngẫu nhiên và tức thời trong ngắn hạn của các chuỗi dữ liệu gốc, với hệ số làm nhẵn được

đề xuất là 50 (Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh, 2012; Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí, 2016), từ đó thu được các giá trị ước lượng ổn định trong dài hạn của các biến giải thích Từ những giá trị ổn định dài hạn này, trên cơ

sở kết quả ước lượng của phương trình (3.1) , kết quả ước tính diễn biến của tỷ giá thực trong thực tế so với tỷ giá thực cân bằng dài hạn (EREER) được thể hiện thông qua đồ thị 3.2 và mức độ sai lệch của tỷ giá thực trong thực tế so với tỷ giá thực cân bằng được thể hiện thông qua đồ thị 3.3:

CHƯƠNG IV: ĐÁNH GIÁ VÀ KẾT LUẬN

Kết quả hồi quy từ phương trình (3.1) cho thấy hệ số ước lượng của tất cả các biến, đều có ý nghĩa thống kê Theo đó, xếp theo thức tự độ mở của nền kinh tế

là yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực, tiếp theo sau

đó là chệnh lệch năng suất, quy mô cung tiền, chi tiêu của chính phủ, chênh lệch lãi suất và cuối cùng là tỷ lệ tài sản có ngoại tệ ròng

Trong dài hạn, độ mở của nền kinh tế có tác động mạnh nhất đến sự thay đổi của tỷ giá hối đoái thực Độ mở cửa tăng lên 1% sẽ khiến cho REER tăng tới 2.418% Như vậy, trong dài hạn việc mở cửa nền kinh tế mang lại tác động giảm giá của khu vực hàng hóa mậu dịch trong nước mạnh hơn tác động cải thiện cán cân thương mại Trong những năm gần đây, Việt Nam đã tham gia đàm phán và ký kết nhiều Hiệp định thương mại tự do (FTA) quan trọng với các tổ chức quốc tế và các quốc gia trên thế giới, với 16 Hiệp định thương mại tự do đang trong quá trình đàm phán, ký kết và thực thi; có 12 Hiệp định đã được thông qua, trong số đó có 10 Hiệp định đang được thực thi, với nhiều hiệp định quan trọng như: Hiệp định thương mại

tự do giữa Việt Nam – Nhật Bản, Việt Nam – Hàn Quốc, Việt Nam – Chile, Việt Nam – Liên minh Á Âu (EEUV – FTA), Hiệp định Thương mại tự do Việt Nam – Liên minh Châu Âu (EVFTA) và điển hình là Hiệp định Đối tác xuyên Thái Bình Dương (TPP) ký năm 2015 Dưới ảnh hưởng của tự do hóa thương mại, hàng hóa nhập khẩu trở nên rẻ hơn, kéo theo giá cả hàng hóa và dịch vụ trong nước giảm khiến cho REER tăng lên Mặt khác, nghiên cứu thực nghiệm của Edwards (1997) cũng đã chỉ ra rằng: gia tăng độ mở của nền kinh tế đem lại cơ hội thu hút nguồn vốn đầu tư và nâng cao khả năng tích lũy, qua đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và gia tăng năng lực sản xuất Dưới tác động của hiệu ứng Balassa – Samuelson, năng lực sản xuất tăng sẽ khiến cho REER tăng lên Thực tế, Việt Nam được đánh giá là một điểm sáng hấp dẫn đầu tư nước ngoài với tốc độ tăng trưởng tốt và luật đầu tư

kinh doanh khá cởi mở Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài vào Việt Nam tăng rất mạnh trong những năm gần đây, theo báo cáo của Bộ kế hoạch và Đầu tư, dòng vốn ngoại

tệ chảy vào Việt Nam đã cán mốc 35.88 tỷ USD vào năm 2017, tăng 44.4% so với năm 2016 Bên cạnh đó, theo thống kê của báo Financial Times, Việt Nam đứng đầu trong danh sách 14 quốc gia thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài liên tiếp trong hai năm từ 2014 đến 2015.Như vậy, việc mở cửa ngoại thương đem lại không

ít cơ hội nhưng đồng thời cũng đặt ra không ít thách thức cho nền kinh tế Tóm lại, OPEN có mối tương quan cùng chiều so với REER, kết quả thu được cũng giống với kết quả của nghiên cứu trước đó tại Việt Nam của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) và nghiên cứu của Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016)

Chênh lệch năng lực sản xuất là yếu tố có ảnh hưởng mạnh đến tỷ giá thực, xếp thứ hai sau độ mở của nền kinh tế Hệ số hồi quy của biến PROD cho thấy năng lực sản suất tăng 1% sẽ khiến cho REER tăng thêm 1.126%, dấu của hệ số hồi quy đúng với kỳ vọng ban đầu, phản ánh hiệu ứng Balassa – Samuelson Theo số liệu từ Tổng cục Thống kê, năng suất lao động Việt Nam trong giai đoạn từ 2001 – 2012 tăng bình quân 5.3%/năm, trong đó yếu tố dịch chuyển cơ cấu lao động đóng góp tới 49.8% vào tăng trưởng năng suất tổng thể Điều này hàm ý tồn tại sự khác biệt rất lớn trong năng suất lao động giữa các ngành, việc chuyển dịch cơ cấu lao động diễn ra mạnh mẽ trong nhiều năm, từ các ngành nông nghiệp có năng suất và mức thu nhập thấp sang các ngành công nghiệp và dịch vụ có mức năng suất và thu nhập cao hơn là cơ sở quan trọng giải thích hiệu ứng Balassa – Samuelson tại Việt Nam Mặt khác, theo số liệu cân đối thương mại từ năm 2000 – 2015 của Tổng cục Thống

kê, thâm hụt cán cân thương mại của Việt Nam kể từ năm 2000 là rất lớn do tác động từ nhập siêu, tình trạng thâm hụt chỉ được cải thiện dần kể từ năm 2012 (Đồ thị 3.1) Như vậy, dưới tác động của hiệu ứng Balassa – Samuelson, năng suất tăng lên kéo theo giá cả hàng hóa và dịch vụ nội địa tăng lên, do sự khác biệt giữa hai khu vực hàng hóa mậu dịch và phi mậu dịch, giá cả trong nước tăng khiến tổng cầu

dịch chuyển sang hàng hóa mậu dịch, gây áp lực lên cán cân thương mại, từ đó khiến cho tỷ giá hối đoái thực tăng lên

(Nguồn: Tổng cục thống kê, 2017)

Đồ thị 4.1: Cân đối thương mại Việt Nam năm 2000 – 2015

Yếu tố có tác động đến tỷ giá thực đa phương xếp sau năng lực sản xuất là quy mô cung tiền – M Dấu của hệ số hồi quy âm cho thấy quy mô cung tiền tăng sẽ gây áp lực mạnh lên giá cả hàng hóa trong nước khiến cho REER giảm, tác động này lấn át so với tác động làm cho đồng nội tệ mất giá khiến REER tăng Theo kết quả của mô hình, quy mô cung tiền tăng 1% sẽ khiến cho tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực giảm 1.012% Kết quả này cũng nhất quán với kết quả các nghiên cứu trước đây tại Việt Nam của Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) Bên cạnh đó, Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) cũng chỉ ra rằng: chính sách tiền tệ mở rộng, thông qua việc gia tăng tín dụng nội địa, dẫn đến quy mô cung tiền trong nước tăng lên cũng có tác động ngược chiều khiến cho REER giảm xuống

Bên cạnh quy mô cung tiền, chi tiêu chính phủ cũng có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực: chi tiêu chính phủ tăng 1% sẽ khiến cho REER tăng thêm 0.486%

Như vậy, chi tiêu chính phủ có tác động cùng chiều với REER, cho thấy chi tiêu chính phủ của Việt Nam lệch về phía hàng hóa mậu dịch nhiều hơn hàng hóa phi mậu dịch Kết quả này cũng tương đồng với nghiên cứu trước đó của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012)

Mức chênh lệch lãi suất thực – R có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực, tuy nhiên mức độ ảnh hưởng lại khá nhỏ Mặc dù vậy, dấu của hệ số ước lượng biến M vẫn có ý nghĩa thống kê và đúng với kỳ vọng ban đầu: chênh lệch lãi suất thực trong nước so với lãi suất nước ngoài tăng thêm 1% sẽ khiến cho REER giảm 0.186% Nguyên nhân sự biến động trong chênh lệch lãi suất thực phản ánh chưa thực sự đầy

đủ và rõ nét các thay đổi trong tỷ giá hối đoái ở Việt Nam xuất phát từ chính sách kiểm soát chặt dòng lưu chuyển vốn ra nước ngoài và cơ chế điều hành tỷ giá có kiểm soát của Chính phủ

Tài sản có ngoại tệ ròng – NFA cũng có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực, dấu của hệ số hồi quy biến NFA âm, đúng với kỳ vọng ban đầu Tuy nhiên mức độ ảnh hưởng của NFA cũng khá nhỏ: tỷ lệ tài sản có ngoại tệ ròng tăng thêm 1% sẽ khiến cho REER giảm 0.167% Về mặt lý thuyết, NFA phản ánh trạng thái cán cân thanh toán và các dòng chu chuyển vốn quốc tế: NFA tăng lên cho thấy dòng chu chuyển vốn từ nước ngoài chảy vào Việt Nam tăng, kỳ vọng làm tăng mức thu nhập nội địa và chi tiêu cho hàng hóa trong nước, do đó khiến mặt bằng giá cả trong nước tăng lên và làm cho REER giảm xuống Kết quả của các nghiên cứu tỷ giá trước đây cho thấy: tác động của tỷ lệ tài sản có ngoại tệ ròng đến tỷ giá hối đoái thực không đồng nhất Nghiên cứu của Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2012) cùng với Nguyễn Cẩm Nhung và Hoàng Minh Trí (2016) cho thấy kết quả biến NFA có tác động đến tỷ giá đúng với kỳ vọng lý thuyết, trong khi nghiên cứu của MacDonald và Vieira (2010) và Vũ Quốc Huy và cộng sự (2012) lại cho thấy NFA

có mối tương quan ngược chiều khó giải thích so với REER Mặc dù hệ số ước lượng của NFA trong mô hình âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tuy nhiên mức

độ tác động đến tỷ giá lại không nhiều Do đó, cần phải theo dõi và đánh giá thêm tác động của biến NFA đối với tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam trong tương lai

Nhìn chung, tất cả hệ số ước lượng của các biến giải thích trong mô hình đều

có ý nghĩa thống kê và mang dấu đúng với kỳ vọng ban đầu Bên cạnh đó, mô hình cũng vượt qua được các kiểm định bền vững, cho thấy cách tiếp cận mô hình tỷ giá cân bằng hành vi là phù hợp và có thể giải thích được các biến động trong thực tế của tỷ giá hối đoái thực với điều kiện đặc thù riêng biệt của thị trường Việt Nam

Hệ số hiệu chỉnh của mô hình hiệu chỉnh sai số ECM âm và có ý nghĩa thống

kê, hệ số ước lượng nhỏ hơn 1 cho thấy mô hình có tính ổn định trong dài hạn Theo

đó, nếu các yếu tố kinh tế vĩ mô đẩy tỷ giá thực tăng (hay giảm) ở quý này thì trong quý sau tỷ giá sẽ tự giảm (hoặc tăng) quay về với giá trị cân bằng trong dài hạn Tuy nhiên, giá trị hiệu chỉnh lại khá nhỏ, xấp xỉ -14%, phản ánh sự điều chỉnh hướng về mức cân bằng của tỷ giá thực còn chậm Nguyên nhân là do trong giai đoạn từ năm

2000 – 2016 tỷ giá được điều hành dựa theo Quyết định số 65/QĐ-NHNN của Thống đốc Ngân hàng Nhà nước ngày 26/2/1999 Theo đó các ngân hàng thương mại được phép yết tỷ giá giao dịch dựa theo tỷ giá trung tâm, được xác định bằng mức tỷ giá giao dịch thực tế bình quân trên thị trường ngoại tệ liên Ngân hàng của ngày giao dịch gần nhất trước đó do Ngân hàng Nhà nước công bố, cộng trừ với một biên độ dao động hẹp (tại thời điểm cuối năm 2016 biên độ dao động của tỷ giá

là +/-3%) Như vậy, tỷ giá sẽ trượt về mức cân bằng khá chậm sau những cú sốc do phải mất nhiều chu kỳ để điều chỉnh Điều này hàm ý, về dài hạn, chính sách tỷ giá cần phải thay đổi linh hoạt hơn để những thay đổi trong tỷ giá phản ánh kịp thời và theo sát với những diễn biến của thị trường