VIX I_US_10Y
50 4.0
40 3.5
3.0
30
2.5
20
2.0
10 1.5
0
09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19
1.0
09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19
IP IF
30 25
20 20
15
10
10
0
5
-10 0
-20
09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19
-5
09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19
I_VN_ON I_VN_10Y
20 14
16 12
12 10
8 8
4 6
0
09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19
4
09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19
Hình 4.18 Xu hướng các biến số trong mô hình SVAR giai đoạn 2009M1 – 2019M8
Nguồn: Trích xuất từ Eviews10
4.4.2 Kiểm định nghiệm đơn vị
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF cho thấy các biến LVIX, IP, IF dừng ở chuỗi dữ liệu gốc, biến còn lại I_US_10Y, I_VN_ON, I_US_10Y không dừng ở bậc gốc, chỉ dừng khi lấy sai phân bậc một. Với các biến không dừng sẽ tiến hành lấy sai phân bậc một, sau đó thực hiện các bước tiếp theo.
Bảng 4.16 Kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu trong mô hình SVAR
Chuỗi gốc I(0) | Chuỗi sai phân bậc 1 I(1) | Kết luận | |
LVIX | -3.848150*** | Dừng I(0) | |
I_US_10Y | -2.021564 | -8.685709*** | Dừng I(1) |
IP | -11.75661*** | Dừng I(0) | |
IF | -4.092973*** | Dừng I(0) | |
I_VN_ON | -1.824473 | -9.992035*** | Dừng I(1) |
I_VN_10Y | -0.163822 | -6.343981*** | Dừng I(1) |
Có thể bạn quan tâm!
-
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 -
Kết Quả Kiểm Định Tính Ổn Định Của Mô Hình Ardl -
Hội nhập tài chính và chính sách tiền tệ tại Việt Nam 1674801841 - 24 -
Đối Với Độc Lập Chính Sách Tiền Tệ Việt Nam -
Sử Dụng Phương Pháp Thực Để Đo Lường Mức Độ Hội Nhập Tài Chính
Xem toàn bộ 256 trang tài liệu này.
Ghi chú: *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 1%.
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10
4.4.3 Xác định độ trễ tối ưu
Bảng 4.17 Kết quả xác định độ trễ tối ưu của mô hình SVAR
LogL | LR | FPE | AIC | SC | HQ | |
0 | -712.8521 | NA | 0.004803 | 11.68865 | 11.82583 | 11.74437 |
1 | -537.5854 | 330.5844 | 0.000499 | 9.424153 | 10.38441* | 9.814208* |
2 | -493.8080 | 78.30101* | 0.000442* | 9.297692* | 11.08103 | 10.02208 |
3 | -464.4689 | 49.61414 | 0.000497 | 9.405998 | 12.01241 | 10.46472 |
4 | -442.6611 | 34.75071 | 0.000639 | 9.636765 | 13.06626 | 11.02982 |
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10
Bảng 4.17 cho thấy độ trễ tối ưu cho mô hình là 2 kỳ theo các tiêu chuẩn lựa chọn có cùng kết quả như nhau đó là LR, FPE, AIC. Do đó, các mô hình ước lượng có độ trễ được lựa chọn là 2 kỳ.
4.4.4 Các kiểm định cần thiết
Mô hình SVAR cần thực hiện các kiểm định về giá trị của ràng buộc, tự tương quan và tính ổn định của mô hình để kết quả từ mô hình đáng tin cậy cho việc thực hiện các phân tích tiếp theo.
Kiểm định nhận dạng quá mức
Kết quả kiểm định LR cho thấy 2 = 3.68 với p-value = 0.8848. Do đó, không có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 hay mô hình không bị nhận dạng quá mức.
Kiểm định tự tương quan
Bảng 4.18 Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình SVAR
LRE* stat | df | Prob. | Rao F-stat | df | Prob. | |
1 | 45.63076 | 36 | 0.1305 | 1.283165 | (36, 446.3) | 0.1310 |
2 | 54.33678 | 36 | 0.0255 | 1.542669 | (36, 446.3) | 0.0257 |
3 | 33.50286 | 36 | 0.5879 | 0.929696 | (36, 446.3) | 0.5887 |
4 | 37.76927 | 36 | 0.3884 | 1.052988 | (36, 446.3) | 0.3892 |
5 | 48.25900 | 36 | 0.0832 | 1.360993 | (36, 446.3) | 0.0836 |
6 | 46.10069 | 36 | 0.1207 | 1.297048 | (36, 446.3) | 0.1213 |
7 | 36.05652 | 36 | 0.4660 | 1.003356 | (36, 446.3) | 0.4668 |
8 | 36.39728 | 36 | 0.4502 | 1.013216 | (36, 446.3) | 0.4510 |
9 | 21.53534 | 36 | 0.9730 | 0.589856 | (36, 446.3) | 0.9731 |
10 | 43.09797 | 36 | 0.1936 | 1.208580 | (36, 446.3) | 0.1943 |
11 | 32.68224 | 36 | 0.6272 | 0.906112 | (36, 446.3) | 0.6279 |
12 | 48.34088 | 36 | 0.0820 | 1.363424 | (36, 446.3) | 0.0824 |
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm Eviews10
Kết quả kiểm định tự tương quan cho 12 bậc trễ nhận thấy với chiều dài trễ 12 kỳ, mô hình hầu như không có hiện tượng tự tương quan.
Kiểm định tính ổn định của mô hình
Kết quả kiểm định tính ổn định của mô hình nhận thấy tất cả các nghiệm đều nằm trong vòng tròn đơn vị. Như vậy mô hình nghiên cứu đạt được tính ổn định. Các kết quả đáng tin cậy để đưa vào phân tích.
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
Hình 4.19 Kết quả kiểm định tính ổn định của mô hình SVAR
Nguồn: Trích xuất từ Eviews10
4.4.5 Phân tích phản ứng đẩy
Các cú sốc lần lượt với nhân tố bên ngoài bao gồm rủi ro toàn cầu (shock 1), lãi suất dài hạn Mỹ (shock 2) và nhân tố bên trong bao gồm tăng trưởng sản lượng (shock 3), biến động lạm phát (shock 4), lãi suất ngắn hạn (shock 5) và lãi suất dài hạn Việt Nam (shock 6).
Phản ứng của lãi suất dài hạn Việt Nam do sốc rủi ro toàn cầu và sốc lãi suất dài hạn Mỹ
Hình 4.20 mô tả phản ứng của lãi suất dài hạn Việt Nam do sốc rủi ro toàn cầu (shock
1) và sốc lãi suất dài hạn Mỹ (shock 2). Lãi suất dài hạn Việt Nam phản ứng cùng chiều với rủi ro toàn cầu và lãi suất dài hạn Mỹ sau một tháng và thời gian kéo dài từ
18-24 tháng. Khi rủi ro toàn cầu tăng, lãi suất dài hạn Việt Nam giảm ngay lập tức ở mức 2.3% nhưng sau đó bắt đầu tăng theo từ tháng thứ hai và đạt mức cao nhất vào tháng thứ sáu (3.02%), sau đó giảm dần nhưng kéo dài sau hai năm thì phản ứng mới tắt hẳn. Với sốc lãi suất dài hạn Mỹ (shock 2), khi lãi suất dài hạn Mỹ tăng, lãi suất dài hạn Việt Nam giảm ngay trong tháng đầu tiên ở mức thấp (0.62%) và chuyển sang phản ứng cùng chiều, tăng lên theo kể từ tháng thứ hai, đạt đỉnh vào tháng thứ ba (ở mức 5.4%), sau đó giảm dần nhưng kéo dài đến sau 18 tháng thì phản ứng tắt hẳn.
Response of D(I_VN_10SA) to Shock1 using Structural VAR Factors
Response of D(I_VN_10SA) to Shock2 using Structural VAR Factors
.04 .06
.03 .05
.02 .04
.01 .03
.00 .02
-.01 .01
-.02 .00
-.03
5 10 15 20 25 30 35
-.01
5 10 15 20 25 30 35
Hình 4.20 Phản ứng của lãi suất dài hạn Việt Nam do sốc rủi ro toàn cầu và sốc lãi suất dài hạn Mỹ
Nguồn: Trích xuất từ Eviews10
Phản ứng của lãi suất dài hạn Việt Nam do sốc sản lượng, lạm phát và lãi suất ngắn hạn trong nước
Hình 4.21 mô tả phản ứng của lãi suất dài hạn Việt Nam do sốc từ các nhân tố trong nước, bao gồm sản lượng (shock 3), lạm phát (shock 4) và lãi suất ngắn hạn (shock 5). Lãi suất dài hạn Việt Nam hầu như không phản ứng do sốc sản lượng, phản ứng rất mạnh với sốc lạm phát và tương đối thấp do sốc lãi suất ngắn hạn trong nước. Lạm phát tăng không tác động ngay lập tức đến lãi suất dài hạn mà làm tăng mạnh lãi suất dài hạn ở mức 7.4% vào tháng thứ hai. Phản ứng tuy mạnh hơn các nhân tố bên ngoài nhưng giảm rất nhanh ngay sau đó và ở mức rất thấp kể từ tháng thứ năm.
Lãi suất dài hạn Việt Nam chỉ đi cùng chiều với lãi suất ngắn hạn trong nước ở hai tháng đầu tiên và chuyển hướng ngược chiều kể từ tháng thứ ba. Lãi suất ngắn hạn trong nước tăng đồng nghĩa với CSTT thắt chặt thì lãi suất dài hạn cũng tăng ngay trong tháng đầu tiên với mức 3.7%. Tuy nhiên, với sự gia tăng của lãi suất ngắn hạn trong nước thì lãi suất dài hạn Việt Nam lại theo chiều hướng giảm xuống kể từ tháng thứ ba và gần như không phản ứng sau năm tháng.
Response of D(I_VN_10SA) to Shock3 using Structural VAR Factors
.04
.08
Response of D(I_VN_10SA) to Shock4 using Structural VAR Factors
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.07
.06
.05
.04
.03
.02
.01
-.03
5 10 15 20 25 30 35
.00
5 10 15 20 25 30 35
Response of D(I_VN_10SA) to Shock5 using Structural VAR Factors
Response of D(I_VN_10SA) to Shock6 using Structural VAR Factors
.04 .24
.03 .20
.02
.01
.00
-.01
-.02
.16
.12
.08
.04
-.03
5 10 15 20 25 30 35
.00
5 10 15 20 25 30 35
Hình 4.21 Phản ứng của lãi suất dài hạn Việt Nam do sốc sản lượng, lạm phát và lãi suất ngắn hạn trong nước
Nguồn: Trích xuất từ Eviews10
4.4.6 Phân rã phương sai
Bảng 4.19 Kết quả phân rã phương sai lãi suất dài hạn Việt Nam
VIX | I_US_10Y | IP | IF | I_VN_ON | I_VN_10Y | |
1 | 1,1961 | 0,1038 | 0,0000 | 0,0000 | 3,0504 | 95,6494 |
5 | 3,2235 | 5,7044 | 0,2123 | 13,8789 | 4,6105 | 72,3701 |
10 | 7,5693 | 5,7889 | 0,2131 | 13,6161 | 4,3840 | 68,4282 |
15 | 8,4938 | 5,7681 | 0,2123 | 13,6072 | 4,3311 | 67,5872 |
20 | 8,6765 | 5,7632 | 0,2120 | 13,6136 | 4,3200 | 67,4145 |
25 | 8,7153 | 5,7622 | 0,2119 | 13,6151 | 4,3176 | 67,3775 |
30 | 8,7238 | 5,7620 | 0,2119 | 13,6154 | 4,3171 | 67,3695 |
35 | 8,7256 | 5,7620 | 0,2119 | 13,6155 | 4,3170 | 67,3678 |
Nguồn: Trích xuất từ Eviews10
Dựa vào kết quả phân rã phương sai (bảng 4.19) có thể nhận thấy, trong tháng đầu tiên, lãi suất dài hạn Việt Nam chủ yếu chỉ thay đổi theo diễn biến của chính nó trong quá khứ với mức độ giải thích hơn 95%. Ngoại trừ chính sự thay đổi của lãi suất dài hạn trong quá khứ thì lãi suất ngắn hạn trong nước là nhân tố đóng vai trò quan trọng nhất trong số các nhân tố còn lại ảnh hưởng đến lãi suất dài hạn Việt Nam ngay tháng thứ nhất với mức độ giải thích hơn 3%. Tuy nhiên, do độ trễ về thông tin sẵn có đối với lạm phát mà ảnh hưởng của nó đến thay đổi lãi suất dài hạn ở tháng đầu tiên bằng không nhưng tăng nhanh ở tháng tiếp theo, đến tháng thứ 5 mức độ ảnh hưởng cao hơn hẳn lãi suất ngắn hạn, lạm phát ở tháng thứ 5 giải thích được gần 14% những thay đổi của lãi suất dài hạn Việt Nam và cao nhất trong tất cả các nhân tố. Tăng trưởng kinh tế gần như không có ảnh hưởng đến lãi suất dài hạn Việt Nam. Bên cạnh nhân tố trong nước, hai nhân tố bên ngoài là rủi ro toàn cầu và lãi suất dài hạn Mỹ có ảnh hưởng không đáng kể đến lãi suất dài hạn Việt Nam ngay trong tháng đầu tiên
nhưng vai trò đã tăng dần vào những tháng tiếp theo. Đến tháng thứ 5 thì lãi suất dài hạn Mỹ đóng vai trò giải thích cao hơn lãi suất ngắn hạn trong nước và mức độ ảnh hưởng vẫn tiếp tục tăng lên, đạt cao nhất vào tháng thứ 10 với 5.7889%. Điều đáng lưu ý là rủi ro toàn cầu, vai trò giải thích cho những thay đổi của lãi suất dài hạn Việt Nam trong tháng đầu tiên rất thấp nhưng tăng rất nhanh, đến tháng thứ 10 vượt hơn hẳn lãi suất ngắn hạn trong nước và lãi suất dài hạn Mỹ với mức ảnh hưởng 7.5693%.
Nhìn chung, lãi suất dài hạn Việt Nam được giải thích phần lớn bởi những thay đổi của chính nó trong quá khứ (shock 6), kế tiếp là tỷ lệ lạm phát trong nước (shock 4). Mức độ rủi ro toàn cầu (shock 1) càng tăng dần vai trò giải thích những biến động của lãi suất dài hạn Việt Nam, mức độ giải thích ngày càng cao và vượt hơn lãi suất ngắn hạn trong nước kể từ tháng thứ bảy trở đi. Ngoài ra, lãi suất dài hạn Mỹ (shock
2) cũng tăng tỷ trọng giải thích kể từ tháng thứ ba với mức tương đương lãi ngắn hạn trong nước. Nhìn chung, không tính những thay đổi của chính lãi suất dài hạn Việt Nam trong quá khứ, tổng tỷ trọng của nhân tố bên ngoài (shock 1 và shock 2) đã đạt gần bằng mức độ giải thích của nhân tố trong nước (shock 3, shock 4 và shock 5). Mặc dù vậy, tổng mức độ giải thích của nhân tố bên ngoài đối với những thay đổi của lãi suất dài hạn Việt Nam vẫn tương đối thấp, xấp xỉ 15%.
100
80
60
40
20
0
5 10 15 20 25 30 35
Shock1 Shock4
Shock2 Shock5
Shock3 Shock6
Hình 4.22 Phân rã phương sai lãi suất dài hạn Việt Nam
Nguồn: Trích xuất từ Eviews10