Kết Quả Kiểm Định Tính Ổn Định Của Mô Hình Ardl

Bảng 4.9 Kết quả kiểm định đường bao

Số

bậc

Giá trị thống kê	Giá trị giới hạn của đường bao
k	F	90%		95%		99%
k	F	I(0)	I(1)	I(0)	I(1)	I(0)	I(1)
3	7.293168	2.37	3.2	2.79	3.67	3.65	4.66

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 256 trang tài liệu này.

Nguồn: Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10

Kết quả kiểm định đường bao nhận thấy giá trị F lớn hơn giá trị tới hạn trên ở tất cả các mức ý nghĩa. Như vậy có thể bác bỏ giả thuyết H0, nghĩa là tồn tại mối quan hệ đồng liên kết - mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình.

Bảng 4.10 Kết quả ước lượng tác động dài hạn

Biến phụ thuộc: MI

Biến độc lập

Hệ số tác động	Giá trị thống kê t	Xác suất
IFI	-0.256840	-0.811853	0.4229
ES	-1.630185**	-2.475733	0.0188
RES	2.392509	1.677934	0.1031
C	1.860792***	3.647884	0.0009

Ghi chú: ***, ** lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 1% và 5%.

Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10

Trong dài hạn, HNTC tác động ngược chiều đến độc lập CSTT Việt Nam với mức độ khá thấp, đồng thời cũng không có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Ổn định tỷ giá cũng cho thấy tác động ngược chiều với độc lập CSTT ở mức ý nghĩa 5% với mức độ tác động (-)1.6302. Hệ số tác động cho thấy mức độ ổn định của tỷ giá tăng 1 đơn vị sẽ làm giảm độc lập CSTT đến gần 1.6302 đơn vị. Dự trữ ngoại hối tác động với mức độ khá cao trong dài hạn và cùng chiều đến độc lập CSTT nhưng kết quả chưa có ý nghĩa thống kê. Nghiên cứu tiếp tục tìm hiểu tác động ngắn hạn giữa các biến.

4.3.5 Ước lượng tác động ngắn hạn

Kết quả ước lượng tác động ngắn hạn với mô hình hiệu chỉnh sai số (Error Correction Model – ECM) cho thấy, HNTC có tác động ngược chiều đến độc lập CSTT tại Việt Nam với mức ý nghĩa 5%. Hệ số tác động (-) 1.8649 cho thấy khi HNTC tăng 1 đơn vị sẽ làm giảm độc lập CSTT 1.8649 đơn vị ngay trong quý đầu tiên. Ổn định tỷ giá tăng lên 1 đơn vị làm giảm độc lập CSTT ở ngay quý đầu tiên 0.5027 đơn vị.

Bảng 4.11 Kết quả ước lượng tác động ngắn hạn

Biến phụ thuộc: D(MI)

Biến độc lập

Hệ số tác động	Giá trị thống kê t	Xác suất
D(IFI)	-1.864860**	-2.047943	0.0488
D(ES)	-0.502710*	-1.744409	0.0907
D(ES(-1))	0.988383***	3.397848	0.0018
ECM	-0.935351***	-6.405003	0.0000
R2	0.575173
R2 hiệu chỉnh	0.539771

Ghi chú: ***, **, * lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%.

Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10

Đặc biệt, tỷ giá ổn định sau một quý lại có tác động giúp tăng độc lập CSTT ở mức ý nghĩa 1%, hệ số tác động là 0.9884. Ngoài ra, do độ trễ tối ưu của biến dự trữ ngoại hối khi kết hợp với các biến khác trong mô hình là 0 nên trong phạm vi mô hình này không điều tra được tác động ngắn hạn của dự trữ ngoại hối đến độc lập CSTT. Tốc độ điều chỉnh của mô hình về trạng thái cân bằng dài hạn khá nhanh (93.54%), chỉ trong một quý có thể về gần mức cân bằng dài hạn. Mô hình giải thích được 54% những thay đổi của độc lập CSTT tại Việt Nam.

4.3.6 Các kiểm định cần thiết

Kiểm định tính ổn định của mô hình

Tổng tích lũy của phần dư (CUSUM) và tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư (CUSUMSQ) đều nằm trong dải tiêu chuẩn ứng với mức ý nghĩa 5% nên có thể kết luận phần dư của mô hình có tính ổn định và vì thế mô hình là ổn định.

-5

-10

-15

1.4

1.2

1.0

0.8

0.6

0.4

0.2

0.0

-0.2

-20

-0.4

2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019

CUSUM 5% Significance CUSUM of Squares 5% Significance

Hình 4.17 Kết quả kiểm định tính ổn định của mô hình ARDL

Nguồn: Trích xuất từ Eviews10

Kiểm định tự tương quan

Bảng 4.12 Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình ARDL

Kiểm định nhân tử Lagrange (LM)

Thống kê F

0.252862

Xác suất (P-value)

0.7782

Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10

Nghiên cứu sử dụng kiểm định nhân tử Lagrange (LM) để kiểm định tự tương quan phần dư trong mô hình. Với giả thuyết H0: phần dư không có hiện tượng tự tương quan đến bậc trễ tương ứng và giả thuyết thay thế H1: phần dư có hiện tượng tự tương quan đến bậc trễ tương ứng.

Kết quả cho thấy giá trị P-value = 0.7782 >  ở mức ý nghĩa 1% nên không có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0. Kết luận, phần dư của mô hình không có hiện tượng tự tương quan đến bậc trễ tương ứng.

Kiểm định phương sai thay đổi

Nghiên cứu sử dụng kiểm định Breusch-Pagan-Godfrey để kiểm định hiện tượng phương sai của sai số thay đổi trong mô hình. Với giả thuyết H0: phương sai của sai số là một hằng số và giả thuyết thay thế H1: phương sai của sai số không phải là một hằng số.

Bảng 4.13 Kết quả kiểm định phương sai thay đổi mô hình ARDL

Kiểm định phương sai thay đổi Breusch-Pagan-Godfrey

Giá trị thống kê F

1.461647

Xác suất (P-value)

0.2162

Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10

Kết quả kiểm định cho thấy giá trị P-value = 0.2162 >  ở mức ý nghĩa 1% nên không có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0. Kết luận mô hình không có hiện tượng phương sai của sai số thay đổi.

Kiểm định phân phối chuẩn

Nghiên cứu sử dụng kiểm định Jarque – Bera để kiểm định phân phối chuẩn đối với phần dư của mô hình với giả thuyết H0: phần dư có phân phối chuẩn và giả thuyết H1: phần dư không có phân phối chuẩn. Kết quả cho thấy giá trị P-value = 0.3495 >  ở mức ý nghĩa 1% nên không có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 (phụ lục B). Kết luận, phần dư của mô hình có phân phối chuẩn.

4.3.7 Thảo luận kết quả nghiên cứu

Kết quả nghiên cứu cho thấy chỉ bác bỏ giả thuyết H1 trong dài hạn và giả thuyết H3, giả thuyết H1 trong ngắn hạn và giả thuyết H2 chưa có cơ sở để bác bỏ với mức ý nghĩa 5%.

Bảng 4.14 Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu

Giả thuyết

Kết quả		Kết luận
Dài hạn	Ngắn hạn	Kết luận
H1:	HNTC tác động ngược chiều đến độc lập CSTT Việt Nam	Bác bỏ	Chưa có cơ sở bác bỏ	HNTC tác động ngược chiều trong ngắn hạn đến độc lập CSTT
H2:	ổn định tỷ giá tác động ngược chiều hoặc cùng chiều đến độc lập CSTT Việt Nam	Chưa có cơ sở bác bỏ	Chưa có cơ sở bác bỏ	Ổn định tỷ giá tác động đến tỷ giá trong ngắn hạn và dài hạn
H3:	dự trữ ngoại hối tác động cùng chiều đến độc lập CSTT Việt Nam	Bác bỏ		Dự trữ ngoại hối chưa có tác động cùng chiều lên độc lập CSTT

Nguồn: tác giả tổng hợp

Kết quả ước lượng bằng kỹ thuật đồng liên kết với mô hình phân phối trễ tự hồi quy (ARDL) xác nhận mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình. Các hệ số trong mô hình có dấu tác động như kỳ vọng, nhưng hệ số tác động của biến HNTC và dự trữ ngoại hối không có ý nghĩa thống kê trong dài hạn. Mặc dù vậy, xét trong ngắn hạn, gia tăng HNTC tại Việt Nam có tác động tiêu cực đến đến độc lập CSTT ở ngay quý đầu tiên với mức ý nghĩa 5%. HNTC Việt Nam tăng 1 đơn vị tác động làm giảm độc lập CSTT trong nước 1.8649 đơn vị. Taguchi & ctg (2011), Klein & Shambaugh (2013), Aizenman & ctg (2016) cũng tìm thấy tác động ngược chiều của HNTC đến

độc lập CSTT ở các nền kinh tế trong mẫu nghiên cứu. Các nghiên cứu tại Việt Nam mặc dù không đo lường tác động trực tiếp nhưng Lê Phan Thị Diệu Thảo (2010) và Phạm Thị Tuyết Trinh (2010) cũng nhận thấy mức độ HNTC Việt Nam đang gia tăng và có sự đánh đổi trong bộ ba chính sách, trong đó ổn định tỷ giá đang ở mức cao và độc lập CSTT đáng lo ngại. Tuy nhiên, cũng nhận thấy sự đánh đổi của bộ ba chính sách nhưng Đinh Thị Thu Hồng (2012), Tô Trung Thành (2012) lại nhận thấy độc lập CSTT vẫn ở mức vừa phải hay được cải thiện đáng kể trong nghiên cứu Ho & Ho 2018. Đáng lưu ý là kết quả tác động tiêu cực từ HNTC đến độc lập CSTT chỉ có ý nghĩa thống kê trong ngắn hạn. Điều này có thể do mức độ HNTC Việt Nam tuy có tăng nhưng chưa đạt mức ngưỡng như Law & ctg (2019) đã chỉ ra hoặc do đặc điểm các dòng vốn quốc tế của Việt Nam chủ yếu vẫn là vốn FDI (hình 4.1 và hình 4.8), dòng vốn này được đánh giá với mức độ biến động và rủi ro đảo ngược dòng vốn rất thấp. Trong thời gian vừa qua dòng vốn FDI tăng trưởng khá ổn định (hình 4.2) nên cũng không gây áp lực lớn lên điều hành CSTT của quốc gia. Dòng vốn với rủi ro đảo ngược lớn hơn là dòng FPI nợ thì quy mô ở Việt Nam còn rất khiêm tốn (hình

4.3 và hình 4.8). Bên cạnh đó, dòng vốn đầu tư khác như các khoản vay nợ nước ngoài ngắn, dài hạn hay tiền gửi nước ngoài với mức độ hội nhập tương đối cao (hình 4.8) nhưng mức độ khá tương đồng giữa dòng vào và dòng ra (bảng 4.2, cột OTHA và OTHL), đồng thời dòng vốn này đang được quản lý rất chặt chẽ nên tác động tổng hợp là quá trình HNTC chỉ gây khó khăn cho điều hành CSTT trong ngắn hạn và không có ý nghĩa tác động trong dài hạn.

Ổn định tỷ giá là biến được nhận thấy có tác động dài hạn với mức (-)1.6302. Như vậy khi ổn định tỷ giá tăng 1 đơn vị thì độc lập CSTT giảm 1.6302 đơn vị. Điều này cũng khá thống nhất với rất nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước. Tuy nhiên, có một điều khá thú vị là trong ngắn hạn, ổn định tỷ giá lại có thể giúp tăng độc lập CSTT sau một quý với hệ số tác động là 0.9884. Theo lý thuyết Bộ ba bất khả thi thì khi tỷ giá càng được giữ ổn định sẽ cản trở khả năng CSTT điều chỉnh lãi suất trong trường hợp biến động dòng vốn với quy mô lớn, tuy nhiên trong trường hợp ở Việt Nam thì ổn định tỷ giá lại có một tác động tích cực trong ngắn hạn ở một góc độ khác. Điều

này cho thấy ổn định tỷ giá ở Việt Nam trong ngắn hạn còn có tác dụng gia tăng niềm tin vào hoạt động điều hành tỷ giá của NHNN như Calvo & Reinhart (2002) đã chỉ ra rằng, đồng tiền của một quốc gia nếu thiếu độ tin cậy sẽ ngăn cản quốc gia đó theo đuổi CSTT độc lập bất kể áp dụng cơ chế tỷ giá nào.

Tác động chưa có ý nghĩa thống kê trong dài hạn của biến dự trữ ngoại hối có thể xuất phát từ nguyên nhân do HNTC chưa vượt qua mức ngưỡng như Law & ctg (2019) đã chỉ ra hay quy mô dự trữ chưa đủ lớn để cho thấy một hệ số tác động có ý nghĩa rõ ràng trong dài hạn. Bên cạnh đó, tác động của dự trữ ngoại hối trong ngắn hạn chưa được làm rõ trong mô hình nghiên cứu do độ trễ tối ưu được lựa chọn đối với biến dự trữ ngoại hối là 0.

4.4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VIỆT NAM TRONG ĐIỀU KIỆN HỘI NHẬP TÀI CHÍNH

4.4.1 Thống kê mô tả biến

Bảng 4.15 trình bày kết quả thống kê mô tả và hình 4.18 biễu diễn xu hướng của các biến trong giai đoạn 2009M1 – 2019M8. Trong đó, VIX, I_US_10Y, IP, IF, I_VN_ON, I_VN_10Y lần lượt là chỉ số rủi ro toàn cầu, lãi suất dài hạn Mỹ, tăng trưởng sản lượng, lạm phát, lãi suất ngắn hạn và lãi suất dài hạn Việt Nam.

Bảng 4.15 Thống kê mô tả biến trong mô hình SVAR

VIX	I_US_10Y	IP	IF	I_VN_ON	I_VN_10Y
Trung bình	18.32466	2.493565	8.800594	6.269985	4.816350	8.210783
Trung vị	16.26010	2.403202	8.105500	4.581179	3.733627	8.652483
Giá trị lớn nhất	45.57053	3.755953	27.93500	23.01658	16.50121	12.26164
Giá trị nhỏ nhất	10.12545	1.510776	-10.10000	-0.002206	0.685768	4.208751
Sai số chuẩn	7.115604	0.578483	4.491586	5.371556	3.334750	2.482914

Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10

Với nhóm biến đại diện cho các nhân tố bên ngoài, rủi ro toàn cầu bình quân xấp xỉ mức 2.8, cao nhất vào đầu giai đoạn nghiên cứu (3.8) nhưng cũng đã giảm đáng kể từ đỉnh điểm vào cuối năm 2008 do khủng hoảng tài chính toàn cầu. VIX theo xu hướng sụt giảm trong suốt giai đoạn, thấp nhất ở mức 2.32 vào 2017M12 và tăng nhẹ đến cuối năm 2019. Lãi suất dài hạn Mỹ trung bình trong giai đoạn ở mức 2.49%, đây là biến có độ lệch chuẩn thấp nhất trong mô hình.

Với nhóm biến đại diện cho các nhân tố trong nước, tăng trưởng sản lượng công nghiệp Việt Nam từ năm 2009M1 đến 2019M8 tương đối ổn định với mức trung bình tăng 8.8%. Tuy nhiên, mức tăng trưởng có lúc rơi xuống âm 10% vào 2013M2, những tháng cuối giai đoạn nghiên cứu trở về quanh mức trung bình. Tỷ lệ lạm phát Việt Nam khá biến động trong nửa đầu giai đoạn, mức cao nhất ở năm 2011M8 xấp xỉ 23%, sụt giảm mạnh sau đó và nửa cuối giai đoạn nghiên cứu ổn định ở mức khá thấp, chưa đến 5%.

Lãi suất ngắn hạn cao nhất vào 2011M6 với mức 16.5% và giảm mạnh sau đó. Nửa cuối giai đoạn nghiên cứu lãi suất có biến động nhẹ quanh mức 4%. Lãi suất dài hạn Việt Nam diễn biến với xu hướng khá tương đồng với lãi suất ngắn hạn trong nước ở những kỳ đầu của giai đoạn nghiên cứu và xu hướng diễn biến khác biệt đáng kể từ sau năm 2011M6. Nhìn chung trong suốt giai đoạn thì lãi suất dài hạn bám khá sát với tỷ lệ lạm phát trong nước, có phần tương đồng với lãi suất dài hạn Mỹ và rủi ro toàn cầu vào nửa cuối giai đoạn nghiên cứu.