Bảng 4.9 Kết quả kiểm định đường bao
Giá trị thống kê | Giá trị giới hạn của đường bao | ||||||
k | F | 90% | 95% | 99% | |||
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!
- Mức Độ Hội Nhập Tài Chính Của Việt Nam Theo Thành Phần Dòng Vốn
- Mục Tiêu Trung Gian Của Chính Sách Tiền Tệ Việt Nam Giai Đoạn 2009 – 2019
- Đánh Giá Quá Trình Điều Hành Chính Sách Tiền Tệ Của Việt Nam
- Xu Hướng Các Biến Số Trong Mô Hình Svar Giai Đoạn 2009M1 – 2019M8
- Hội nhập tài chính và chính sách tiền tệ tại Việt Nam 1674801841 - 24
- Đối Với Độc Lập Chính Sách Tiền Tệ Việt Nam
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
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)
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.
20
15
10
5
0
-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
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
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
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
Kết quả | Kết luận | |||
Dài hạn | Ngắn hạn | |||
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.