Khóa luận Ứng dụng mô hình var trong phân tích nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá usd/vnd và dự báo tỷ giá usd/vnd

nguyên nhân làm kết quả kiểm định không phù hợp với lý thuyết. Bên cạnh đó, nguyên nhân gây ra sự khác biệt so với lý thuyết có thể là do hạn chế trong việc thu thập số liệu cũng như mẫu nghiên cứu chỉ có 44 quan sát – chưa đủ lớn, nên ít nhiều ảnh hưởng đến tính đại diện của mẫu. Mặt khác, theo kết quả mô hình VAR ở độ trễ 3 quý, hệ số R2 của hàm hồi quy biểu thị mối quan hệ giữa các biến đến tỷ giá là 61.37%, cho thấy các biến giải thích khá tốt sự thay đổi của tỷ giá. 2.2.7. Phân tích hàm phản ứng đẩy IRF Để kiểm tra các phản ứng động của tỷ giá trước các cú sốc của các biến khác, ta tiến hành phân tích hàm phản ứng đẩy [Chi tiết xem ở phụ lục 7] Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 42 -.012 -.008 -.004 .000 .004 .008 .012 .016 .020 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of D(LEX) to D(LEX) -.012 -.008 -.004 .000 .004 .008 .012 .016 .020 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of D(LEX) to CLLP -.012 -.008 -.004 .000 .004 .008 .012 .016 .020 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of D(LEX) to D(CLR) -.012 -.008 -.004 .000 .004 .008 .012 .016 .020 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of D(LEX) to D(LGDP) -.012 -.008 -.004 .000 .004 .008 .012 .016 .020 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of D(LEX) to TB -.012 -.008 -.004 .000 .004 .008 .012 .016 .020 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of D(LEX) to D(LDT) Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Nguồn: Kết quả từ Eviews 8 Hình 2.3: Kết quả hàm phản ứng đẩy Từ đồ thị có thể thấy rằng, sự phản ứng của tỷ giá trước các cú sốc của chính nó, lạm phát, lãi suất, GDP, cán cân thương mại, dự trữ ngoại hối được thể hiện khá rõ ràng. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 43 Nhìn chung trong ngắn hạn, khi chịu một cú sốc của chính nó sẽ làm tỷ giá giảm nhanh cho đến quý 3 đạt mức thấp nhất -0.0016. Tỷ giá cũng giảm khi có cú sốc của cán cân thương mại và dự trữ ngoại hối, tuy nhiên cú sốc của dự trữ làm tỷ giá giảm nhanh hơn, còn cú sốc của chênh lệch lạm phát thì phải chờ sau 2 quý mới có tác động làm giảm tỷ giá. Bên cạnh đó, tỷ giá sẽ tăng lên khi có một cú sốc lãi suất hay mức tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn; cú sốc lãi suất sẽ làm tỷ giá nhanh và đến mức cao nhất vào quý 2 khoảng 0.002, cú sốc về tăng trưởng GDP ở hiện tại sẽ làm tỷ giá biến động liên tục tăng ngay vào quý 2 nhưng sau đó lại giảm vào quý 3 rồi lại tăng trở lại trong quý 4 là đạt mức cao nhất. Trong dài hạn, nhìn chung các cú sốc của các nhân tố tác động đến tỷ giá không còn ảnh hưởng nhiều, cú sốc của mức tăng trưởng GDP, mức chênh lệch lãi suấtvà mức chênh lệch lạm phát không tác động nhiều đến sự biến động của tỷ giá và có thể xem gần như ở trạng thái ổn định. Cú sốc của chính bản thân nó ở hiện tại mặc dù có tác động đến tỷ giá trong dài hạn nhưng mức độ tác động cũng không lớn (khoảng 0.0015). Riêng cú sốc của cán cân thương mại ở hiện tại vẫn có tác dụng làm giảm tỷ giá ở trong dài hạn và duy trì ở mức khoảng -0.002. Còn cú sốc của dự trữ ngoại hối, mặc dù nó làm giúp làm giảm tỷ giá trong ngắn hạn nhưng trong ngắn hạn nó lại tác động làm tăng tỷ giá và duy trì ở mức khoảng 0.003. 2.2.8. Phân tích phân rã phương sai Để đánh giá chính xác hơn về sự tác động của các giá trị trong quá khứ của mỗi biến đến tỷ giá, ta tiến hành phân rã phương sai theo phương pháp Recursive Cholesky của Sim. Kiểm định phân rã phương sai Variance Decomposition. [Xem chi tiết ở phụ lục 8] Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 44 Nhìn từ đồ thị, ta có thể thấy rằng: - Tác động của tỷ giá trong quá khứ lên phương sai sai số dự báo của nó sẽ lan tỏa dần từ quý 1 đến quý 4 rồi chững lại và có dấu hiệu tắt dần từ quý 8 trở đi. - Sự thay đổi của phương sai sai số dự báo của tỷ giá chủ yếu đến từ tỷ giá trong quá khứ (79.69%). Chênh lệch lạm phát, chênh lệch lãi suất, cán cân thanh toán quốc tế, tốc độ tăng trưởng GDP và dự trữ ngoại hối chỉ giải thích một phần sự biến thiên của phương sai sai số dự báo của tỷ giá. Cụ thể là: Thứ nhất: tỷ giá của quý trước có ý nghĩa giải thích tỷ giá cao nhất trong các quý đầu (79.69% trong quý 2) và tác động này giảm đi trong các quý tiếp theo. Mức độ giải thích của tỷ giá trong quá khứ đến tỷ giá ở hiện tại có xu hướng giảm dần theo thời gian. Sau 6 quý, mặc dù tỷ giá vẫn là nhân tố có mức độ giải thích lớn nhất nhưng đã có sự giảm nhanh về mức độ giải thích của nó đến tỷ giá, còn 54.20% và sau 8 quý thì còn 0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100% 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 D(LEX) CLLP D(CLR) D(LGDP) TB D(LDT) Hình 2.4: Kết quả phân rã phương sai Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 45 45.31%. Điều này cho thấy rằng, trong ngắn hạn hay trong dài hạn, tỷ giá USD/VND quá khứ đóng vai trò quan trọng trong việc quyết định tỷ giá USD/VND ở hiện tại. Thứ hai: mức chênh lệch lạm phát giữa Việt Nam và Mỹ ảnh hưởng đến tỷ giá với 1 thời gian trễ nhất định. Theo kết quả của mô hình này thì mức chênh lệch lạm phát giải thích được biến động tỷ giá trong dài hạn, còn trong ngắn hạn có tác động thấp. Cụ thể là sau 3 quý với mức giải thích là rất thấp, chỉ 1.85%, còn trong quý 2 chỉ giải thích được 0.004%. Sang quý 4, thì khả năng giải thích của mức chênh lệch lạm phát đến tỷ giá tăng nhanh lên 7.37%. Và đến quý 8 thì chênh lệch lạm phát mới giải thích tốt hơn cho sự thay đổi tỷ giá với mức độ giải thích 10.31% Sau quý 9 thì mức độ giải thích có dấu hiệu giảm nhưng mức giảm không nhiều và sau 12 quý thì chênh lệch lạm phát giải thích được 9.23% sự thay đổi tỷ giá USD/VND. Thứ ba: cũng tương tự nhân tố chênh lệch lạm phát, mức chênh lệch lãi suất giữa Việt Nam và Mỹ cũng chỉ giải thích được 2.27% sự thay đổi tỷ giá trong quý 2 và phải sang đến quý 8 thì mức độ gây ảnh hưởng đến tỷ giá mới tăng lên 8.96%. Sau 12 quý, thì chênh lệch lãi suất giải thích được 8.26% sự thay đổi tỷ giá USD/VND. Như vậy, nhân tố chênh lệch lãi suất cũng không gây ảnh hưởng ngay tức thì đến tỷ giá mà nó tác động với một độ trễ nhất định. Trong dài hạn, một chính sách tăng lãi suất của NHNN ở hiện tại là nguyên nhân giúp giảm tỷ giá trong tương lai. Thứ tư: mức tăng trưởng GDP tác động nhiều nhất trong giai đoạn 2 quý 6.69% và mức độ ảnh hưởng liên tục giảm cho đến quý 6 với 6.02% và có dấu hiệu tăng trở lại từ quý 7, tuy nhiên mức độ giải thích của biến GDP với tỷ giá vẫn trong khoảng từ 6.17 – 6.63%, mức độ giải thích gần như không thay đổi. Do đó, ta có thể kết luận rằng mức độ tác động trong ngắn hạn hay trong dài hạn của GDP đến tỷ giá gần như là giống nhau. Thứ năm: kết quả chạy ra từ mô hình cũng như biểu hiện trên đồ thị, cán cân thương mại ảnh hưởng đến tỷ giá phải cần 1 khoảng thời gian trễ nhất định. Kết quả chạy ra trong mô hình cho thấy cán cân thương mại chưa kịp ảnh hưởng đến tỷ giá 2 quý (mức độ ảnh hưởng chỉ 0.57%) và phải chờ đến quý 3, khi đó mới thực sự giải thích cho tỷ giá Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 46 với mức độ ảnh hưởng tăng nhanh từ 0.78% lên 8.79% và sau đó tăng dần qua các quý với mức độ giải thích cho tỷ giá khoảng 13%. Thứ sáu: nhìn từ đồ thị, có thể thấy rằng, trong ngắn hạn và dài hạn, mức độ giải thích của dự trữ ngoại hối gần như tương đương nhau trong giai đoạn từ quý 2 cho đến quý 10 với mức độ giải thích trong khoảng từ 10% – 11%. Sau quý 11, khả năng giải thích sự thay đổi của tỷ giá ở thời điểm hiện tại của dự trữ ngoại hối có dấu hiệu tăng nhanh, sau 12 quý tăng lên 15.39%. Như vậy, trong dài hạn, một sự tăng hay giảm của dự trữ ngoại hối là một trong những yếu tố gây ảnh hưởng đến tỷ giá ở tương lai. Như vậy, ta có thể kết luận rằng: Các biến tác động đến tỷ giá theo 2 xu hướng, ngắn hạn và dài hạn. Trong ngắn hạn, tỷ giá trong quá khứ là nhân tố giải thích nhiều nhất cho tỷ giá (đến 79.69%), tiếp theo là đến dự trữ ngoại hối giải thích được 10.77% và GDP giải thích được 6.69%. Còn các nhân tố khác với mức độ ảnh hưởng đến tỷ giá là rất thấp, chỉ giải thích cho tỷ giá chưa đến 5%, mức độ giải thích của chênh lệch lạm phát và cán cân thương mại cho tỷ giá sau 2 quý là rất thấp lần lượt là 0.004% và 0.57%. Chênh lệch lãi suất cũng chỉ giải thích được 2.27%. Vì vậy, ta có thể kết luận được rằng, tỷ giá trong quá khứ là yếu tố thúc đẩy tỷ giá nhanh nhất, còn các yếu tố khác muốn tác động đến tỷ giá thì phải cần một độ trễ nhất định. Trong dài hạn, tỷ giá trong quá khứ vẫn là nhân tố có mức độ giải thích lớn nhất nhưng đã có sự giảm nhanh về mức độ giải thích của nó, còn 45.31% (sau 3 năm). Thay vào đó là sự tăng nhanh về mức độ ảnh hưởng của lạm phát, lãi suất và cán cân thương mại, lần lượt là 10.31%, 8.96% và 15.52%. Và khả năng giải thích của 2 biến GDP và dự trữ ngoại hối thì gần như không đổi. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 47 2.3. Dự báo tỷ giá đến cuối năm 2016 2.3.1. Một số dự đoán của chuyên gia về tỷ giá USD/VND trong năm 2016 Công ty chứng khoán Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam – BSC: Trong báo cáo về triển vọng năm 2016 của BSC cho rằng, thị trường ngoại hối sẽ có nhiều thay đổi trong thời gian tới với việc VND có thể mất giá thêm 5% – 8% trong năm nay. Theo đánh giá của BSC, cơ chế điều hành tỷ giá mới sẽ phản ánh chân thực nhu cầu thị trường hơn, thay vì đưa ra cam kết biến động tỷ giá từ đầu năm như các năm trước do bám theo diễn biến ngoại hối thế giới, thông qua neo vào một rổ tiền tệ5 thay vì neo vào USD và bám theo nhu cầu nội địa, thông qua thả nổi một phần TGBQLNH. Việc neo vào một rổ tiền tệ sẽ giúp cho VND hạn chế được biến động của sự tăng giá USD (nhờ có sự biến động ngược chiều của các loại tiền tệ khác), đồng thời có thể phản ánh sát thực hơn nhu cầu ngoại tệ của Việt Nam (khi mà rổ tiền tệ tập hợp các ngoại tệ Việt Nam giao dịch nhiều nhất). Theo BSC, áp lực tăng giá từ USD (sau sự kiện Fed tăng lãi suất tháng 12/2015) có thể tiếp tục kéo dài trong năm nay (lãi suất USD có thể tăng trên 1% từ mức 0,25% hiện tại vào thời điểm cuối 2016). Bên cạnh đó, không loại trừ khả năng đồng nhân dân tệ CNY giảm giá trong bối cảnh nền kinh tế lớn thứ hai thế giới đang phải đương đầu với nhiều khó khăn trong tăng trưởng. Cuối cùng, phần còn lại của thế giới ngoài Mỹ vẫn đang loay hoay với bài toán phục hồi kinh tế; do đó, không loại trừ chính sách nới lỏng tiền tệ, hỗ trợ tăng trưởng trên quy mô toàn cầu vẫn sẽ tiếp tục, sẽ khiến cho tiền tệ của đa phần thế giới giảm thêm so với USD. Do đó, VND khó có thể giữ được sự ổn định khi nền kinh tế thế giới tiềm ẩn nhiều biến động. [9] Công ty cổ phần chứng khoán Bảo Việt – BVSC: Trong khi đó, tại báo cáo năm 2015 – triển vọng năm 2016, các chuyên gia của BVSC dự báo tỷ giá USD/VND năm 2016 sẽ tăng 3 – 4%. Dự báo này được đưa ra trên cơ sở dự báo cán cân thanh toán tổng 5 Theo BSC, rổ tiền tệ (nếu có) mà SBV sử dụng để neo VND vào có thể gồm (i) Nhóm ngoại tệ quan trọng đối với Việt Nam: USD, CNY, JPY, và EUR, và (ii) Nhóm ngoại tệ mạnh khác/quan trọng khác đối với Việt Nam: KRW, GBP, SGD, TWD, hoặc THB... SBV sẽ cân đối 2 yếu tố trên (quốc tế và nội địa) nhằm xác định TGBQLNH phù hợp nhất cho từng thời điểm. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 48 thể của Việt Nam đạt thặng dư khoảng 5 tỷ USD, Fed sẽ tăng lãi suất thêm 1%, và thị trường tài chính quốc tế không có những biến động lớn và bất ngờ, chẳng hạn đến từ Trung Quốc tiếp tục phá giá CNY. [12] Công ty chứng khoán Vietcombank – VCBS: Báo cáo triển vọng 2016 của cũng đưa ra dự báo VND sẽ giảm giá khoảng 4 – 5% so với USD. Theo VCBS, nếu xét riêng các yếu tố trong nước, không có yếu tố rõ ràng nào có thể gây áp lực lớn cho tỷ giá trong năm 2016. Cụ thể, tâm lý đầu cơ ngoại tệ thông qua nhiều biện pháp và can thiệp hợp lý của NHNN được kỳ vọng sẽ bị hạn chế đáng kể. Trong khi đó, vốn FDI giải ngân và kiều hối được kỳ vọng sẽ tiếp tục duy trì xu hướng tăng tích cực. Ngoài ra, thâm hụt thương mại 2016 cũng được kỳ vọng sẽ không quá đột biến và ở mức vừa phải (2 – 3 tỷ USD). Do đó, áp lực từ phía bên ngoài tiếp tục là yếu tố lớn nhất tạo nên rủi ro tỷ giá USD/VND trong năm 2016, đặc biệt là đồng USD mạnh lên cùng lộ trình tăng lãi suất của Fed. Với cách tiếp cận tương đối thận trọng đi cùng lộ trình tăng lãi suất theo hướng chậm và từ từ của Fed, các chuyên gia VCBS đánh giá yếu tố đồng USD mạnh lệ theo lộ trình tăng lãi suất của Fed có thể đã được thị trường chuẩn bị và phòng ngừa. Trong khi đó, yếu tố đồng CNY lao dốc được nhìn nhận là yếu tố khó lường và đem lại nhiều rủi ro hơn, đặc biệt khi Trung Quốc là thị trường nhập khẩu lớn nhất của Việt Nam và hiện giá trị nhập khẩu từ Trung Quốc chiếm gần 30% tổng giá trị kim ngạch nhập khẩu trong năm 2015. [10] Công ty chứng khoáng VPBS Securities – VPBS: Báo cáo triển vọng thị trường 2016 của VPBS đưa ra dự báo VND sẽ giảm giá thêm 5 – 6% so với USD, tỷ giá cuối năm sẽ trong khoảng từ 23 667 – 23 892 VND/USD. Trong năm mới, tỷ giá vẫn sẽ chịu những sức ép lớn từ trong và ngoài nước. Từ thị trường quốc tế, trong năm 2016, nhiều khả năng đồng Nhân dân tệ tiếp tục mất giá do suy thoái kinh tế Trung Quốc. Tại Mỹ, theo lộ trình đã dự kiến từ trước, nhiều khả năng Fed sẽ tiếp tục tăng lãi suất trong năm 2016, trong 4 lần, mỗi lần 0,25%, tổng cộng thêm 1%, làm đồng USD tiếp tục tăng giá so với các đồng tiền khác. Từ trong nước, VPBS dự báo cán cân thương mại của Việt Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 49 Nam năm 2016 sẽ thâm hụt 4 –5 tỷ USD. Nghĩa vụ trả nợ nước ngoài trong năm 2016 cũng gia tăng khi có 750 triệu USD trái phiếu chính phủ, và 90 triệu USD trái phiếu HAG đáo hạn. Tuy nhiên, chính phủ có kế hoạch phát hành trái phiếu quốc tế bằng ngoại tệ ở mức 3 tỷ USD trong năm sau để hỗ trợ cán cân tài chính. [11] Tuy nhiên, từ đầu năm 2016, NHNN thay đổi cơ chế điều hành tỷ giá mới – tỷ giá trung tâm. Theo ông Bùi Quốc Dũng, Vụ trưởng Vụ Chính sách Tiền tệ, NHNN cho biết: “Với cách thức điều hành mới, tỷ giá linh hoạt hơn sẽ giảm thiểu tác động của các cú sốc bên ngoài, hỗ trợ tốt hơn khả năng cạnh tranh của hàng hóa Việt Nam. Cách thức điều hành tỷ giá mới đã được thị trường đón nhận tích cực, tâm lý đầu cơ, găm giữ ngoại tệ gần như không còn, các giao dịch tiếp tục diễn ra thông suốt. Với cách thức điều hành mới, tỷ giá linh hoạt hơn sẽ giảm thiểu tác động của cá cú sốc bên ngoài, hỗ trợ tốt hơn khả năng cạnh tranh của hàng hóa Việt Nam. Cùng với các biện pháp điều tiết của NHNN, tỷ giá 2016 sẽ không biến động quá lớn để đảm bảo ổn định kinh tế vĩ mô, hỗ trợ tăng trưởng kinh tế theo định hướng của Chính phủ.” Sau khi cách thức điều hành tỷ giá mới được triển khai, diễn biến thị trường ngoại hối ổn định, tỷ giá giảm nhanh thì các dự báo đã có nhiều thay đổi. Chẳng hạn như Ngân hàng Standard Chartered dự báo tỷ giá tăng khoảng 1 – 2% trong năm 2016, tỷ giá USD/VND nằm ở mức 22 600 VND/USD vào quý 1/2016, sau đó tăng lên 22 800 VND/USD vào quý 2 và giữ ở mức 22 700 VND/USD trong cả nửa cuối năm 2016, ngân hàng HSBC dự báo khoảng 3 – 4%, một số chuyên gia kinh tế dự báo tăng khoảng 3%... 2.3.2. Kết quả dự báo tỷ giá đến cuối năm 2016 từ mô hình Sử dụng mô hình được xây dựng ở trên, ta có dự đoán tỷ giá trong năm 2016, từ quý I đến quý IV như sau: Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 50 Bảng 2.6: Kết quả dự báo tỷ giá Quý 1/2016 Quý 2/2016 Quý 3/2016 Quý 4/2016 22 116 22 380 22 490 22 517 Nguồn: Kết quả tính toán từ Eviews 8 và Excel Kết hợp với kết quả dự báo của Ngân hàng Standard Chartered, ta có đồ thị so sánh kết quả dự báo như sau: Hình 2.5: So sánh kết quả dự báo So với kết quả các chuyên gia dự đoán, tỷ giá USD/VND được dự báo từ mô hình đến cuối năm 2016 sẽ dao động từ 22 115.85 – 22 516.64 VND/USD, thấp hơn khá nhiều so với dự đoán của các chuyên gia. 22116.00 22380.00 22490.00 22517.00 22600.00 22800.00 22700.00 22700.00 21600.00 21800.00 22000.00 22200.00 22400.00 22600.00 22800.00 23000.00 Q1/2016 Q2/2016 Q3/2016 Q4/2016 Mô hình Ngân hàng Standard Chartered Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 51 CHƯƠNG 3. MỘT SỐ GIẢI PHÁP TRONG VIỆC ĐIỀU HÀNH CHÍNH SÁCH TỶ GIÁ Việc xác định một chính sách tỷ giá phù hợp đối với từng giai đoạn phát triển của một quốc gia có tác động rất lớn đến xuất nhập khẩu hàng hóa và đến giá cả hàng hóa trong nước... Để đánh giá một công cụ hay chính sách có hiệu quả hay không, cần phải đặt ra những mục tiêu và các tiêu chí để đánh giá tính hiệu quả của công cụ hay chính sách đó. Thông qua đó, Chính phủ biết được nước ta cần tạo những điều kiện tiền đề nào và thiết lập được một chiến lược để đạt được hiệu quả. Dựa trên nhưng phân tích có được từ chương 2, tôi xin đề xuất một số giải pháp giải quyết biến động tỷ giá hối đoái ở Việt Nam như sau: 3.1. Kiểm soát lạm phát Mục tiêu đầu tiên và quan trọng nhất của phần lớn NHTW các nước trên thế giới cũng như NHNN Việt Nam là ổn định giá trị đồng tiền của quốc gia – thông qua đó góp phần kiểm soát lạm phát, ổn định nền kinh tế vĩ mô. Mục tiêu ngắn hạn được xác định là phải ổn định lạm phát. Vì vậy, muốn ổn định lạm phát cần có chính sách điều hành tỷ giá trong ngắn hạn phù hợp. Một vấn đề cũng đáng được quan tâm nữa đó là yếu tố niềm tin của người dân đối với đồng nội tệ. Chỉ khi nào lấy lại được niềm tin từ chính công dân của nước mình thì khi đó mới chấm dứt được tình trạng đô la hóa, vàng hóa... như đang diễn ra hiện nay. Đồng thời nhờ đó, giảm bớt được những cú sốc cho nền kinh tế, ổn định nền kinh tế vĩ mô, hướng đến một mục tiêu phát triển lâu dài hơn. Để thực hiện chính sách ổn định tỷ giá kiểm soát lạm phát cần thực hiện phối hợp các biện pháp: - Thực hiện chính sách tiền tệ chặt chẽ, thận trọng bằng cách hạn chế cung tiền - Nâng cao niềm tin của người dân vào đồng nội tệ. Tình trạng đô la hóa, vàng Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 52 hóa đang diễn ra hết sức nghiêm trọng. Có thể nói, tổng ngoại tệ trong nước không thiếu, lượng USD trôi nổi trên thị trường cũng không hề ít, chưa kể đến lượng vàng nếu được quy đổi ra USD. Tuy nhiên, do tâm lý lo ngại rủi ro biến động tỷ giá, do việc mua, bán chưa thật dễ dàng nên tình trạng đô la hóa ở Việt Nam ngày càng gia tăng. 3.2. Chính sách đối với xuất nhập khẩu Từ kết quả phân tích ở chương 2, có thể thấy rằng cán cân thương mại là một trong những nguyên nhân gây ảnh hưởng lớn đến sự biến động của tỷ giá. Mà trong những năm trở lại đây, nền kinh tế Việt Nam vì phải chịu ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu cũng như xuất phát từ nội tại của nền kinh tế: tăng trưởng cao nhưng chưa ổn định; lạm phát tăng cao và đặc biệt là tình trạng thâm hụt cán cân thương mại ngày càng gia tăng. Tình trạng nhập siêu kéo dài được coi là một trong những nguyên nhân quan trọng dẫn đến bất ổn kinh tế vĩ mô, làm sâu thêm vòng xoáy tỷ giá - lạm phát – tỷ giá và đẩy nền kinh tế ở trạng thái dễ bị tổn thương từ những cú sốc bên ngoài. Do vậy, thu hẹp nhập siêu và tiến tới cân bằng cán cân thương mại được coi là một trong những ưu tiên hàng đầu, từ đó tạo nên lợi thế thương mại quốc tế trên phương diện giá cả. Khuyến khích xuất khẩu: hoạt động xuất khẩu là một trong những kênh quan trọng nhất để tạo nguồn cung ngoại tệ trong nước, có tác động tới TGHĐ. Việt Nam cần tăng cường, khuyến khích xuất khẩu các mặt hàng mà quốc gia có lợi thế trên thị trường quốc tế, có những chính sách hỗ trợ nhất định cho các doanh nghiệp xuất khẩu như về các thủ tục hành chính, thuế quan để từ đó có thể để xuất khẩu có thể là một giải pháp ổn định TGHĐ. Hạn chế nhập khẩu: thực trạng ở Việt Nam hiện nay là trình trạng nhập siêu. Để hạn chế nhập siêu NHNN và chính phủ cần phải hạn chế nhập khẩu các mặt hàng không thiết yếu cho nền kinh tế, các mặt hàng mà trong nước có thể sản xuất được, khuyến khích hoạt động sản xuất các ngành công nghiệp phụ trợ trong nước để hạn chế nhập khẩu Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 53 nguyên vật liệu nước ngoài. Nước ta cần giảm dần tình trạng nhập siêu tiến tới xuất siêu, thúc đẩy phát triển kinh tế. 3.3. Dự trữ ngoại hối Khi lượng dự trữ ngoại hối giảm xuống sẽ gây suy giảm suy giảm lòng tin vào tiền đồng – gây ra tâm lý lo lắng cho người dân, dẫn đến tình trạng đô la hóa và vàng hóa trong nền kinh tế là một trong những nguyên nhân khiến tỷ giá tăng. Điều này cũng phù hợp với kết quả mô hình chạy ra ở chương 2. Do đó hoàn thiện công tác quản lý ngoại hối ở Việt Nam: quản lý tốt dự trữ ngoại hối, tăng tích lũy ngoại tệ, xây dựng chính sách phát triển xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu, đa dạng hóa ngoại tệ dự trữ để phòng tránh rủi ro khi USD bị mất giá. Hoàn thiện thị trường ngoại hối Việt Nam tạo điều kiện cho việc thực hiện chính sách ngoại hối có hiệu quả thông qua mở rộng thị trường ngoại hối để các doanh nghiệp, các định chế tài chính phi ngân hàng tham gia thị trường ngày một nhiều, tạo thị trường hoàn hảo hơn, góp phần ổn định kinh tế vĩ mô, nâng cao giá trị đồng Việt Nam, hạn chế tình trạng đô la hóa và vàng hóa trong nền kinh tế, thanh khoản ngoại tệ toàn hệ thống từng bước cải thiện, lòng tin vào giá trị của đồng Việt Nam được củng cố. Quy mô dự trữ ngoại hối tăng cũng sẽ làm tăng lòng tin của các nhà đầu tư vào điều hành vĩ mô của Việt Nam, nâng cao hiệu lực điều hành chính sách tiền tệ, đồng thời đảm bảo các nhiệm vụ an ninh, quốc phòng, hỗ trợ ngân sách nhà nước thực hiện các nhiệm vụ đột xuất, cấp bách đảm bảo sự an toàn của hệ thống kinh tế. 3.4. Một số giải pháp khác Ngoài ra, NHTW có thể sử dụng một số giải pháp trong những trường hợp khác nhau như: - Xem phá giá nhỏ VND như là một biện pháp kích thích xuất khẩu, giảm thâm hụt cán cân thương mại. Trong điều kiện hiện nay, một chính sách giảm giá nhẹ VND sẽ có thể tác động tích cực trong việc cải thiện đồng thời cả cân bằng bên trong và Trường Đại học Ki h tế Đại học Huế 54 cân bằng bên ngoài: khuyến khích xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu, sử dụng đầy đủ hơn các nguồn lực hiện có, làm tăng việc làm, sản lượng và thu nhập của nền kinh tế, trong khi vẫn kiềm chế được lạm phát ở mức thấp - Kiểm soát tốt giá vàng, giá dầu mỏ, chỉ số chứng khoán, và những mặt hàng có liên quan mật thiết tới TGHĐ hạn chế những tác động từ thị trường thế giới cả giá vàng, dầu mỏ, thông qua đó có những chính sách cụ thể để điều chỉnh TGHĐ hợp lý, giảm mức kỳ vọng về sự mất giá của tiền đồng. - Đấu tranh có hiệu quả với hiện tượng đầu cơ, tích trữ ngoại tệ và kiềm chế tác động xấu của thị trường ngoại tệ chợ đen tới hiệu quả của các chính sách mà NHTW đưa ra. Chính sách TGHĐ ở Việt Nam phải được phối hợp đồng bộ với các chính sách quản lý vĩ mô khác mới đem lại hiệu quả cao cho nền kinh tế, đáp ứng yêu cầu hội nhập kinh tế thế giới và phát triển kinh tế bền vững. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 55 PHẦN III: KẾT LUẬN Chính sách tỷ giá hối đoái là một công cụ kinh tế vĩ mô hết sức quan trọng. TGHĐ có tác động rất lớn đến xuất nhập khẩu, giá cả hàng hoá trong nước, lãi suất... TGHĐ là một vấn đề hết sức nhạy cảm và nóng bỏng của nền kinh tế Việt Nam hiện nay. Vì vậy, nghiên cứu và phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá USD/VND không chỉ cung cấp một cái nhìn toàn diện về tỷ giá mà thông qua đó đánh giá khách quan về hiệu quả của chính sách điều hành tỷ giá của nước ta, trên cơ sở đó xây dựng mô hình dự báo biến động tỷ giá trong tương lai và đưa ra khuyến nghị trong điều hành tỷ giá hối đoái hướng tới những mục tiêu xác định. Qua phân tích định lượng chuỗi số liệu từ quý I năm 2005 đến quý IV năm 2015, thông qua ứng dụng mô hình VAR đánh giá sự tác động của các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá USD/VND. Kết quả cho thấy, sự biến động của tỷ giá trong ngắn hạn chịu ảnh hưởng chủ yếu của biến động của tỷ giá trong quá khứ; dự trữ ngoại hối và mức tăng trưởng kinh tế giải thích được một phần biến động của tỷ giá ở hiện tại, còn các nhân tố như chênh lệch lạm phát, chênh lệch lãi suất và cán cân thương mại chưa giải thích tốt sự biến động của tỷ giá. Trong dài hạn, mức độ ảnh hưởng của tỷ giá trong quá khứ giảm nhanh nhưng vẫn giải thích tốt biến động của tỷ giá ở hiện tại, còn các nhân tố còn lại đều ảnh hưởng đến tỷ giá USD/VND trên thị trường ngoại hối Việt Nam. Thông qua phân tích, bài nghiên cứu cũng đề xuất một số giải pháp trong việc điều hành chính sách tỷ giá: kiểm soát lạm phát, khuyến khích xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu Tôi hy vọng, đề tài phần nào giúp đóng góp thêm hiểu biết về tỷ giá hối đoái và các nhân tố ảnh hưởng tới tỷ giá hối đoái tại Việt Nam. Do hạn chế về thời gian, số liệu, tài liệu cũng như kiến thức hạn hẹp nên bài khóa luận không thể tránh khỏi những thiếu sót. Vì vậy, bài nghiên cứu hy vọng cũng gợi mở những hướng nghiên cứu kế tiếp như: đưa thêm nhiều biến khác nhau hơn vào mô hình, mở rộng nghiên cứu với khoảng thời gian Trường Đại học Kin tế Đại học Huế 56 dài hơn với số lượng mẫu nhiều hơn, xây dựng các tiêu chí đánh giá cho các nhân tố ảnh hưởng hoặc sử dụng các mô hình kinh tế lượng khác với độ chính xác cao hơn. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 57 TÀI LIỆU THAM KHẢO TÀI LIỆU TIẾNG ANH [1]. Emmanuel, U. C. (2013, 09). Foreign Exchange Reserves (Fer) Accumulation And MacroEconomic Stability: The Nigerian Experience. International Journal of Business and Management Invention, 2(9), 150 – 157. [2]. Kasman, A., & Ayhan, D. (2008). Foreign exchange reserves and exchange rates in Turkey: Structural breaks, unit roots and cointegration. Economic Modelling, 25(1), 83-92. [3]. Mida, J. (2012-2013). Forecasting Exchange Rates: A VAR Analysis. Charles University in Prague - Faculty of Social Sciences - Institute of Economic Studies, Prague. [4]. Yasir, M., Shehzad, F., Ahmed, K., Sehrish, S., & Saleem, F. (2012). Relationship Among Exchange Rate, Fdi And Foreign Exchange Reserves (An Empirical Investigation In Case Of Pakistan). Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in Business,4(5), 225. TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT  SÁCH, GIÁO TRÌNH [5]. Đỗ Đức Bình - Nguyễn Thường Lạng. (2012). Giáo trình Kinh tế quốc tế: Chương trình cơ sở. NXB Đại học Kinh tế Quốc dân. [6]. Nguyễn Quang Dong - Nguyễn Thị Minh. (2013). Giáo trình Kinh tế lượng. NXB Đại học Kinh tế Quốc dân. [7]. Nguyễn Văn Tiến. (2009). Giáo trình Tài chính quốc tế. NXB Thống Kê. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 58  BÁO, TẠP CHÍ, LUẬN VĂN, TÀI LIỆU CHUYÊN NGÀNH [8]. Bùi Hải Dương – Phòng Kinh doanh Ngoại hối. Tỷ giá USD/VND - Ổn định dưới sự điều hành của Ngân hàng Nhà nước. Tập san nội bộ Sacombank. Trang 8 - 9. Lấy từ 0Qu%C3%BD%203%20n%C4%83m%202013/P8-9.pdf [9]. Công ty chứng khoán Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam – BSC. (2016). Báo cáo triển vọng vĩ mô thị trường 2016. [10]. Công ty chứng khoán Vietcombank VCBS. (2016). Báo cáo triển vọng 2016. [11]. Công ty chứng khoáng VPBS Securities. (2016). Báo cáo triển vọng thị trường năm 2016. [12]. Công ty Cổ phần Chứng khoán Bảo Việt. (2016). Báo cáo năm 2015 - triển vọng năm 2016. [13]. Damodar N. Gujarati (Biên dịch: Xuân Thành, Hiệu đính: Cao Hà Thi). (2011 - 2013). Kinh tế lượng cơ sở - 3rd ed. Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright. [14]. Đào Thanh Bình - Phạm Thị Thu Hà - Hoàng Đình Minh. (30/05/2014). Mối quan hệ giữa lạm phát – tỷ giá: Một số khuyến nghị. Lấy từ te-vi-mo/thi-truong-gia-ca/moi-quan-he-giua-lam-phat-ty-gia-mot-so-khuyen-nghi- 49675.html [15]. Đề tài Kiểm định các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái, ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến lạm phát và cán cân thương mại. (2013, 03 21). Lấy từ LuậnVăn.net.vn: dong-den-ty-gia-hoi-doai-anh-huong-cua-ty-gia-hoi-doai-den-lam-phat-va-can-can- thuong-13697/ Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 59 [16]. Đỗ Hạnh Nguyên. (2014, 07 23). Nhận diện cán cân thương mại của Việt Nam. Lấy từ Tạp chí tài chính: binh-luan/nhan-dien-can-can-thuong-mai-cua-viet-nam-51849.html [17]. Giáo trình Tín dụng và Thanh toán Thương mại Quốc tế- TS.Trần Văn Hòe ( Chủ Biên) - Quantri.vn biên tập. Phân loại tỷ giá hối đoái. Lấy từ Quản trị | Quản trị kinh doanh | Quản trị doanh nghiệp | Quantri.vn: phan-loai-ty-gia-hoi-doai [18]. Huỳnh Thế Nguyễn & Nguyễn Quyết. (Tháng 07 – 08/2013). Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái, lãi suất. Tạp chí Phát triển và Hội nhập. Số 11. Trang 37 - 41. [19]. Lê Ngọc Quỳnh Anh. (2014). Bài giảng Thanh toán quốc tế - Trường Đại học Kinh tế Huế. [20]. Lê Tuấn Nghĩa, Chu Khánh Lân. (2014). Nghiên cứu tác động của lãi suất tới tỷ giá tại Việt Nam theo mô hình giá cứng DornBusch. Tạp chí Kinh tế & Phát triển, Số 200, Trang 46 - 56. [21]. Nguyễn Văn Nghiến - Phạm Cảnh Huy - Hoàng Đình Minh. (11/06/2014). Mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái: Nghiên cứu từ số liệu thực tế ở Việt Nam và một số khuyến nghị. Tạp chí Thị trường - Tài chính - Tiền tệ. Lấy từ id=45&Itemid=93 [22]. Phạm Thị Hoàng Anh - Nguyễn Thị Minh Nguyệt - Chu Khánh Lân - Phạm Mạnh Hùng - Trần Huy Tùng - Nguyễn Minh Phương - Phạm Mỹ Linh. (2015). Diễn biến tỷ giá và Thị trường ngoại tệ Việt Nam dưới tác động chính sách của Ngân hàng Nhà nước. Học viện Ngân hàng, Hà Nội. [23]. Phòng giao dịch kinh doanh ngoại hối - Ngân hàng Sacombank. (01/2012). Bức tranh toàn cảnh tỷ giá USD/VND trong năm 2011 và một số dự báo trong thời gian tới. Bản tin nhà đầu tư. Lấy từ Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 60 C4%83m%202012/32-33.pdf [24]. Trần Thị Lương Bình. (06/03/2013). Chính sách tỷ giá và những vấn đề đặt ra. Tạp chí tài chính. Số 2. Lấy từ binh-luan/chinh-sach-ty-gia-va-nhung-van-de-dat-ra-22350.html. [25]. Võ Thị Thúy Anh - Nguyễn Thế Anh Tuấn. Kiểm định ngang giá sức mua: Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế - Xã hội, 32 - 38. [26]. Vũ Quốc Huy, Nguyễn Thị Thu Hằng, Vũ Phạm Hải Đăng. (2013). Tỷ giá hối đoái giai đoạn 2000 - 2011: Mức độ sai lệch và tác động đối với xuất khẩu. NXB Tri Thức.  TRANG WEB [27]. An Hạ. (10/02/2016). NHNN: Cân nhắc có các biện pháp hạn chế huy động ngoại tệ. Lấy từ Báo Dân trí | Tin tức Việt Nam và quốc tế nóng, nhanh, cập nhật 24h: ngoai-te-20160210172028699.htm [28]. Danh mục tài liệu - Thư viện số Trường Đại học Kinh tế - Đại học Huế. [29]. Dữ liệu kinh tế vĩ mô. Vietstock - Tin nhanh và Dữ liệu Chứng khoán Tài chính Kinh tế: [30]. Hạnh Phúc. (02/01/2015). Nhìn lại những đợt “sóng tỷ giá” USD/VND năm 2014. Lấy từ BizLIVE.vn - Nhịp sống kinh doanh: nhung-dot-song-ty-gia-usdvnd-nam-2014-703173.html [31]. Hoàng Ly. (21/12/2008). Tỷ giá USD/VND: Một năm nhìn lại và dự đoán năm 2009. Lấy từ Kênh thông tin kinh tế tài chính Việt Nam - CafeF.vn: Trường Đại học K nh tế Đại học Huế 61 2009-20081221123254978.chn [32]. Mai Ngọc. (12/02/2016). Dự báo đường đi của tỷ giá năm 2016. Lấy từ Kênh thông tin kinh tế tài chính Việt Nam - CafeF.vn: hang/du-bao-duong-di-cua-ty-gia-nam-2016-20160212093152901.chn [33]. Ngân Hà. (02/01/2011). Tỷ giá 2010: Những "điệu nhảy" chóng mặt! Lấy từ Vietnamnet.vn: nhay-chong-mat.html [34]. Ngân hàng nhà nước Việt Nam. www.sbv.gov.vn/ [35]. Ngọc Toàn. (11/02/2016). Lãnh đạo NHNN: Tỷ giá năm 2016 sẽ biến động không quá lớn. Lấy từ Kênh thông tin kinh tế tài chính Việt Nam - CafeF.vn: khong-qua-lon-20160211153736918.chn [36]. Nguyễn Lê. (26/12/2015). Tỷ giá 2015 : Diễn biến đầy bất ngờ. Lấy từ Kênh thông tin kinh tế - tài chính Việt Nam: dien-bien-day-bat-ngo-20151226112754449.chn [37]. Quỹ tiền tệ quốc tế. Lấy từ data.imf.org [38]. SBV. (17/12/2013). Điều hành tỷ giá 2013: Ổn định và chủ động can thiệp. Lấy từ Vietstock - Tin nhanh và dữ liệu chứng khoán tài chính kinh tế: 757-325220.htm [39]. SCB. (01/02/2013). Thị trường ngoại hối năm 2012. Lấy từ: Giavang.net [40]. Thời Báo Kinh Tế Sài Gòn. (24/03/2016). Dự trữ ngoại hối đạt mức kỷ lục 40 tỷ đô la Mỹ. Lấy từ Nguyễn Tấn Dũng: Nguyên ủy viên Bộ Chính trị - Nguyên Thủ Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 62 tướng Chính phủ.: la-my.html [41]. T.Thu. (27/01/2016). Standard Chartered dự báo tỷ giá 2016 chỉ tăng nhẹ. Lấy từ Thời báo Kinh tế Sài Gòn Online: tang-nhe.html [42]. Thu Minh. (19/11/2015). Bức tranh tỷ giá Việt Nam 5 năm qua. Lấy từ Vietstock - Tin nhanh và dữ liệu chứng khoán tài chính kinh tế: [43]. Tổng cục thống kê Việt Nam. https://www.gso.gov.vn/default.aspx?tabid=621 [44]. Xuân Thanh - Baochinhphu.vn. (19/11/2015). Những kết quả nổi bật về điều hành tỷ giá giai đoạn 2011-2015. Lấy từ Kênh thông tin kinh tế tài chính Việt Nam - CafeF.vn: gia-giai-doan-2011-2015-20151119085906418.chn Trường Đại học Ki h tế Đại học Huế 63 PHỤ LỤC PHỤ LỤC 1: SỐ LIỆU VỀ CÁC BIẾN ĐƯỢC SỬ DỤNG CHO MÔ HÌNH Chỉ tiêu Tỷ giá USD/VND Tỷ lệ lạm phát của Việt Nam Tỷ lệ lạm phát của Mỹ Lãi suất của Việt Nam Lãi suất của Mỹ GDP Cán cân thương mại Dự trữ ngoại hối Đơn vị % % %/năm %/năm % Tỷ USD Tỷ USD Q1 2005 15 808.667 9.046 3.042 5.00 2.75 7.230 - 1.276 7.923 Q2 2005 15 842.000 8.057 2.946 5.00 3.25 7.870 - 2.063 7.864 Q3 2005 15 878.000 7.551 3.833 5.00 3.75 8.900 - 0.381 8.608 Q4 2005 15 907.000 8.501 3.740 5.00 4.25 9.500 - 0.928 9.050 Q1 2006 15 920.667 8.296 3.647 5.00 4.75 7.200 0.078 10.741 Q2 2006 15 964.000 7.388 4.010 5.00 5.25 7.500 - 1.955 11.292 Q3 2006 16 015.333 7.188 3.336 5.00 5.25 7.800 - 1.47 11.904 Q4 2006 16 077.000 6.711 1.937 6.50 5.25 8.400 - 1.458 13.382 Q1 2007 16 022.333 6.538 2.424 6.50 5.25 7.730 - 1.712 18.316 Q2 2007 16 070.000 7.356 2.651 6.50 5.25 7.980 - 2.941 20.790 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 64 Q3 2007 16 205.833 8.587 2.360 6.50 4.75 8.690 - 3.218 22.574 Q4 2007 16 122.333 10.657 3.974 6.50 4.25 9.280 - 4.572 23.472 Q1 2008 16 059.333 16.396 4.095 7.50 2.25 7.490 - 8.35 26.435 Q2 2008 16 109.667 24.513 4.379 15.00 2.00 5.720 - 5.861 22.254 Q3 2008 16 503.333 27.734 5.303 15.00 2.00 5.980 - 1.248 23.847 Q4 2008 16 536.667 23.572 1.602 10.25 0.13 5.890 - 1.594 23.882 Q1 2009 16 974.000 15.531 - 0.040 8.00 0.13 3.140 1.499 23.007 Q2 2009 16 941.667 6.707 - 1.150 7.00 0.13 4.460 - 3.596 20.253 Q3 2009 16 971.000 2.422 - 1.623 7.00 0.13 6.040 - 4.674 18.345 Q4 2009 17 373.667 4.597 1.444 8.00 0.13 6.900 - 5.608 16.027 Q1 2010 18 242.667 7.499 2.361 8.00 0.13 5.840 - 3.43 13.447 Q2 2010 18 544.000 8.458 1.768 8.00 0.13 6.440 - 2.775 13.725 Q3 2010 18 733.000 8.588 1.176 8.00 0.13 7.180 - 2.248 13.694 Q4 2010 18 932.000 10.842 1.270 9.00 0.13 7.340 - 3.671 12.054 Q1 2011 19 974.333 12.797 2.141 12.00 0.13 5.570 - 3.398 11.796 Q2 2011 20 671.333 19.373 3.430 14.00 0.13 5.680 - 3.074 14.805 Q3 2011 20 618.667 22.534 3.756 14.00 0.13 6.070 - 0.795 14.929 Q4 2011 20 774.667 19.825 3.294 15.00 0.13 6.100 - 1.586 13.128 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 65 Q1 2012 20 828.000 15.928 2.815 14.00 0.13 4.640 0.317 17.384 Q2 2012 20 828.000 8.572 1.890 11.00 0.13 4.800 - 0.847 19.703 Q3 2012 20 828.000 5.627 1.698 10.00 0.13 5.050 0.326 21.259 Q4 2012 20 828.000 6.960 1.889 9.00 0.13 5.440 1.049 25.161 Q1 2013 20 828.000 6.909 1.682 8.00 0.13 4.760 0.136 28.042 Q2 2013 20 833.667 6.551 1.393 7.00 0.13 5.000 - 1.203 24.532 Q3 2013 21 036.000 7.020 1.553 7.00 0.13 5.540 0.895 24.025 Q4 2013 21 036.000 5.913 1.233 7.00 0.13 6.040 0.557 25.481 Q1 2014 21 036.000 4.828 1.405 6.50 0.13 5.060 - 2.99 33.340 Q2 2014 21 064.000 4.716 2.051 6.50 0.13 5.340 0.359 35.385 Q3 2014 21 246.000 4.288 1.783 6.50 0.13 6.070 0.425 36.424 Q4 2014 21 246.000 2.559 1.248 6.50 0.13 6.960 - 0.758 33.801 Q1 2015 21 450.667 0.734 - 0.063 6.50 0.13 6.120 - 2.632 36.541 Q2 2015 21 590.583 0.982 - 0.038 6.50 0.13 6.470 - 1.455 36.957 Q3 2015 21 775.937 0.502 0.110 6.50 0.13 6.870 - 0.5 30.275 Q4 2015 21 890.000 0.308 0.466 6.50 0.38 7.010 - 0.3 25.745 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 66 PHỤ LỤC 2: KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC BIẾN. 2.1. Tỷ giá. Chuỗi dữ liệu LEX Null Hypothesis: LEX has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.148496 0.9372 Test critical values: 1% level -3.592462 5% level -2.931404 10% level -2.603944 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Chuỗi dữ liệu LEX của mô hình không dừng. Sai phân bậc nhất D(LEX) Null Hypothesis: LEX has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.409205 0.0010 Test critical values: 1% level -3.596616 5% level -2.933158 10% level -2.604867 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Chuỗi dữ liệu D(LEX) của mô hình dừng. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 67 2.2. Chênh lệch lạm phát. Chuỗi dữ liệu CLLP Null Hypothesis: CLLP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.760195 0.0065 Test critical values: 1% level -3.596616 5% level -2.933158 10% level -2.604867 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Chuỗi dữ liệu CLLP của mô hình dừng. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 68 2.3. Chênh lệch lãi suất Chuỗi dữ liệu CLR Null Hypothesis: CLR has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.352688 0.1610 Test critical values: 1% level -3.596616 5% level -2.933158 10% level -2.604867 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Chuỗi dữ liệu CLR của mô hình không dừng. Sai phân bậc nhất của CLR Null Hypothesis: D(CLR) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.599001 0.0006 Test critical values: 1% level -3.600987 5% level -2.935001 10% level -2.605836 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Chuỗi dữ liệu D(CLR) của mô hình dừng. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 69 3.1. Cán cân thương mại Chuỗi dữ liệu TB Null Hypothesis: TB has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.276541 0.0223 Test critical values: 1% level -3.592462 5% level -2.931404 10% level -2.603944 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Chuỗi dữ liệu TB của mô hình dừng. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 70 3.2. Tăng trưởng kinh tế Chuỗi dữ liệu LGDP Null Hypothesis: LGDP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.664220 0.0886 Test critical values: 1% level -3.592462 5% level -2.931404 10% level -2.603944 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Chuỗi dữ liệu LGDP của mô hình không dừng. Sai phân bậc nhất của LGDP Null Hypothesis: D(LGDP) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.849929 0.0000 Test critical values: 1% level -3.600987 5% level -2.935001 10% level -2.605836 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Chuỗi dữ liệu D(LGDP) của mô hình dừng. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 71 3.3. Dự trữ ngoại hối Chuỗi dữ liệu LDT Null Hypothesis: LDT has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.909922 0.3248 Test critical values: 1% level -3.592462 5% level -2.931404 10% level -2.603944 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Chuỗi dữ liệu LDT của mô hình không dừng. Sai phân bậc nhất của LDT Null Hypothesis: D(LDT) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.541981 0.0007 Test critical values: 1% level -3.596616 5% level -2.933158 10% level -2.604867 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Chuỗi dữ liệu D(LDT) của mô hình dừng. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 72 PHỤ LỤC 3: LỰA CHỌN ĐỘ TRỄ TỐI ƯU. VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: D(LEX) CLLP D(CLR) D(LGDP) TB D(LDT) Exogenous variables: C Date: 04/06/16 Time: 19:57 Sample: 2005Q1 2015Q4 Included observations: 40 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 249.8969 NA 2.04e-13 -12.19485 -11.94151 -12.10325 1 347.4206 160.9141 9.61e-15 -15.27103 -13.49771* -14.62985 2 389.3938 56.66382 8.07e-15 -15.56969 -12.27638 -14.37893 3 443.9388 57.27218* 4.54e-15* -16.49694* -11.68363 -14.75660* * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 73 PHỤ LỤC 4: ƯỚC LƯỢNG MÔ HÌNH VECTƠ TỰ HỒI QUY VAR Vector Autoregression Estimates Date: 04/01/16 Time: 21:47 Sample (adjusted): 2006Q1 2015Q4 Included observations: 40 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] D(LEX) CLLP D(CLR) D(LGDP) TB D(LDT) D(LEX(-1)) 0.253852 0.787546 0.041295 1.913466 3.837072 3.069648 (0.22813) (0.34278) (0.25259) (1.90195) (29.3319) (2.59710) [ 1.11274] [ 2.29750] [ 0.16349] [ 1.00605] [ 0.13082] [ 1.18195] D(LEX(-2)) -0.161927 -0.283099 -0.052925 3.601704 -82.93991 -0.822243 (0.26568) (0.39920) (0.29416) (2.21497) (34.1594) (3.02454) [-0.60949] [-0.70917] [-0.17992] [ 1.62607] [-2.42803] [-0.27186] D(LEX(-3)) -0.072640 0.034219 0.278616 2.803341 46.61512 -2.016862 (0.22044) (0.33122) (0.24407) (1.83780) (28.3426) (2.50950) [-0.32953] [ 0.10331] [ 1.14156] [ 1.52538] [ 1.64470] [-0.80369] CLLP(-1) 0.081277 1.321944 0.188000 -3.721900 65.60374 -1.751808 (0.16043) (0.24106) (0.17763) (1.33754) (20.6276) (1.82640) [ 0.50661] [ 5.48385] [ 1.05838] [-2.78265] [ 3.18039] [-0.95916] CLLP(-2) -0.087844 -0.161527 -0.077086 2.221839 -144.0294 3.737691 (0.28424) (0.42709) (0.31471) (2.36974) (36.5462) (3.23587) [-0.30905] [-0.37820] [-0.24494] [ 0.93759] [-3.94102] [ 1.15508] Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 74 CLLP(-3) 0.070584 -0.319489 -0.169653 -0.202165 77.17159 -1.267139 (0.18155) (0.27279) (0.20101) (1.51358) (23.3424) (2.06678) [ 0.38879] [-1.17120] [-0.84401] [-0.13357] [ 3.30607] [-0.61310] D(CLR(-1)) 0.068727 -0.138580 -0.189734 -0.513876 28.12298 7.063695 (0.22899) (0.34407) (0.25353) (1.90909) (29.4420) (2.60685) [ 0.30013] [-0.40277] [-0.74836] [-0.26917] [ 0.95520] [ 2.70966] D(CLR(-2)) -0.002411 -0.352011 -0.392252 2.748476 29.12740 -2.800243 (0.26791) (0.40255) (0.29662) (2.23354) (34.4457) (3.04989) [-0.00900] [-0.87446] [-1.32240] [ 1.23055] [ 0.84560] [-0.91815] D(CLR(-3)) 0.154358 -0.507839 -0.217604 -4.263770 119.7966 1.885867 (0.21959) (0.32996) (0.24313) (1.83077) (28.2342) (2.49990) [ 0.70292] [-1.53912] [-0.89500] [-2.32895] [ 4.24296] [ 0.75438] D(LGDP(-1)) 0.017462 0.029677 -0.011169 -0.475601 0.371447 0.443234 (0.02098) (0.03152) (0.02323) (0.17491) (2.69742) (0.23883) [ 0.83234] [ 0.94145] [-0.48082] [-2.71917] [ 0.13770] [ 1.85582] D(LGDP(-2)) 0.022737 -0.004508 -0.004974 -0.560952 -6.328983 0.208949 (0.01697) (0.02549) (0.01878) (0.14144) (2.18131) (0.19314) [ 1.34021] [-0.17682] [-0.26482] [-3.96597] [-2.90146] [ 1.08187] D(LGDP(-3)) 0.014078 -0.017647 -0.015647 -0.310385 3.207384 0.202469 (0.01686) (0.02533) (0.01867) (0.14057) (2.16781) (0.19194) [ 0.83499] [-0.69660] [-0.83820] [-2.20811] [ 1.47955] [ 1.05485] Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 75 TB(-1) -0.000981 -0.008284 -0.006896 0.007531 1.001972 0.024083 (0.00144) (0.00216) (0.00159) (0.01199) (0.18498) (0.01638) [-0.68194] [-3.83212] [-4.32913] [ 0.62790] [ 5.41664] [ 1.47039] TB(-2) -0.000297 -0.000406 0.000725 -0.037774 0.340284 0.009962 (0.00184) (0.00277) (0.00204) (0.01537) (0.23700) (0.02098) [-0.16105] [-0.14641] [ 0.35514] [-2.45799] [ 1.43577] [ 0.47473] TB(-3) 0.001307 -0.000875 0.000104 0.019712 0.219918 0.003004 (0.00179) (0.00269) (0.00199) (0.01495) (0.23058) (0.02042) [ 0.72863] [-0.32491] [ 0.05213] [ 1.31844] [ 0.95377] [ 0.14713] D(LDT(-1)) -0.039538 0.054410 0.008929 -0.054838 -3.015839 0.603903 (0.02243) (0.03370) (0.02483) (0.18700) (2.88391) (0.25535) [-1.76272] [ 1.61442] [ 0.35953] [-0.29325] [-1.04575] [ 2.36503] D(LDT(-2)) 0.007965 0.034611 0.002647 0.110251 -4.937792 -0.025563 (0.02459) (0.03695) (0.02723) (0.20503) (3.16200) (0.27997) [ 0.32389] [ 0.93664] [ 0.09720] [ 0.53773] [-1.56160] [-0.09131] D(LDT(-3)) -0.034757 0.011744 0.014362 0.275476 -1.719417 0.132873 (0.02078) (0.03122) (0.02301) (0.17324) (2.67173) (0.23656) [-1.67265] [ 0.37615] [ 0.62425] [ 1.59013] [-0.64356] [ 0.56169] C 0.005254 -0.012967 -0.007410 0.017721 1.540768 0.011777 (0.00652) (0.00980) (0.00722) (0.05439) (0.83879) (0.07427) [ 0.80532] [-1.32283] [-1.02589] [ 0.32582] [ 1.83688] [ 0.15857] R-squared 0.613718 0.958910 0.721319 0.846707 0.751273 0.489704 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 76 Adj. R-squared 0.282618 0.923691 0.482449 0.715313 0.538078 0.052308 Sum sq. resids 0.002642 0.005966 0.003239 0.183658 43.68108 0.342444 S.E. equation 0.011217 0.016855 0.012420 0.093518 1.442238 0.127698 F-statistic 1.853575 27.22655 3.019716 6.444029 3.523881 1.119590 Log likelihood 135.7420 119.4550 131.6690 50.91363 -58.51825 38.45297 Akaike AIC -5.837101 -5.022751 -5.633451 -1.595682 3.875913 -0.972649 Schwarz SC -5.034883 -4.220533 -4.831233 -0.793464 4.678130 -0.170431 Mean dependent 0.007982 0.074462 0.001344 -0.007599 -1.856950 0.026137 S.D. dependent 0.013244 0.061014 0.017263 0.175272 2.122036 0.131175 Determinant resid covariance (dof adj.) 4.41E-16 Determinant resid covariance 9.23E-18 Log likelihood 443.9388 Akaike information criterion -16.49694 Schwarz criterion -11.68363 Trường Đại ọc Kinh tế Đại học Huế 77 PHỤ LỤC 5: KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA PHẦN DƯ. Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.309552 0.0000 Test critical values: 1% level -3.610453 5% level -2.938987 10% level -2.607932 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. → Phần dư của mô hình dừng. Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 78 PHỤ LỤC 6: KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ NHÂN QUẢ GRANGER GIỮA TỪNG BIẾN VỚI TỶ GIÁ Pairwise Granger Causality Tests Date: 04/02/16 Time: 13:22 Sample: 2005Q1 2015Q4 Lags: 3 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob. CLLP does not Granger Cause D(LEX) 40 0.96095 0.4227 D(LEX) does not Granger Cause CLLP 0.95672 0.4246 D(CLR) does not Granger Cause D(LEX) 40 1.54761 0.2206 D(LEX) does not Granger Cause D(CLR) 0.83800 0.4828 D(LGDP) does not Granger Cause D(LEX) 40 1.64788 0.1972 D(LEX) does not Granger Cause D(LGDP) 1.12176 0.3544 TB does not Granger Cause D(LEX) 40 2.56080 0.0716 D(LEX) does not Granger Cause TB 0.28936 0.8327 D(LDT) does not Granger Cause D(LEX) 40 6.19439 0.0019 D(LEX) does not Granger Cause D(LDT) 0.31593 0.8137 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 79 PHỤ LỤC 7: HÀM PHẢN ỨNG ĐẨY Period D(LEX) CLLP D(CLR) D(LGDP) TB D(LDT) 1 0.011217 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.003510 -8.03E-05 0.001984 0.003406 -0.000998 -0.004321 3 -0.001622 -0.001938 -0.000603 0.001424 -0.004106 -0.002067 4 -0.000579 -0.003653 0.002234 0.001020 -0.001892 -0.002341 5 0.001696 0.000127 -0.002224 -0.000897 -0.002367 -0.000663 6 -5.28E-05 -0.002436 -0.002647 0.000724 -0.002333 0.000118 7 2.58E-06 -0.002271 -0.001392 0.000989 -7.50E-05 0.001194 8 -0.000142 0.000764 0.001357 0.001069 -0.000487 -0.000445 9 -0.000898 0.001001 0.000286 -0.001071 -0.002885 4.36E-05 10 -0.000354 0.000234 7.88E-05 -0.000635 -0.002077 0.002132 11 0.001769 0.000731 -0.001439 0.000388 -0.001206 0.003281 12 0.001237 0.000520 -0.000279 0.000866 -0.002102 0.002236 13 0.000502 0.000277 0.000432 -0.000479 -0.003120 0.002837 14 0.000863 0.000182 0.000335 -0.000206 -0.002630 0.003521 15 0.001680 0.000222 -0.001442 0.000270 -0.002129 0.003734 16 0.001593 0.000268 -0.001010 0.000461 -0.001912 0.003395 17 0.001520 0.000831 -0.000282 -0.000132 -0.002048 0.003539 18 0.001271 0.001068 3.44E-05 2.41E-05 -0.002129 0.003424 19 0.001377 0.001035 -0.000670 8.80E-05 -0.002147 0.003581 20 0.001637 0.001116 -0.000518 0.000152 -0.002102 0.003686 Cholesky Ordering: D(LEX) CLLP D(CLR) D(LGDP) TB D(LDT) Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế 80 PHỤ LỤC 8: KẾT QUẢ PHÂN RÃ PHƯƠNG SAI. Variance Decomposition of D(LEX): Period S.E. D(LEX) CLLP D(CLR) D(LGDP) TB D(LDT) 1 0.011217 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.013167 79.68695 0.003720 2.270736 6.691112 0.574981 10.77250 3 0.014257 69.25539 1.850439 2.115711 6.703830 8.785347 11.28928 4 0.015233 60.81202 7.371713 4.004789 6.320524 9.239179 12.25178 5 0.015708 58.35898 6.939567 5.770638 6.270604 10.95936 11.70086 6 0.016299 54.20292 8.678701 7.997005 6.021475 12.22732 10.87258 7 0.016588 52.33065 10.25389 8.424519 6.168627 11.80701 11.01531 8 0.016709 51.58365 10.31531 8.962651 6.489068 11.72193 10.92739 9 0.017045 49.84377 10.25697 8.640288 6.630008 14.12827 10.50070 10 0.017320 48.31552 9.952146 8.370213 6.555676 15.12066 11.68578 11 0.017835 46.54921 9.553578 8.545014 6.229716 14.71677 14.40571 12 0.018170 45.31477 9.286931 8.256915 6.229446 15.51777 15.39417 Trường Đại học Kinh tế Đại học Huế