(LUẬN văn THẠC sĩ) tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đoái thực nghiên cứu thực nghiệm ở việt nam , luận văn thạc sĩ

GIỚI THIỆU

Toàn cầu hóa và tự do hóa thương mại đang là xu thế nổi bật của kinh tế thế giới Từ năm 1986, Việt Nam đã tiến hành đổi mới và gia tăng hội nhập kinh tế quốc tế bằng cách thiết lập quan hệ ngoại giao với hơn 170 quốc gia, mở rộng thương mại và xuất khẩu tới hơn 230 thị trường Việt Nam cũng đã thiết lập mối quan hệ tích cực với các tổ chức tài chính quốc tế như Ngân hàng phát triển Châu Á và Quỹ tiền tệ thế giới, đồng thời gia nhập các tổ chức kinh tế khu vực và toàn cầu, ký kết nhiều hiệp định hợp tác đa phương, trong đó có ASEAN và APEC Đặc biệt, Việt Nam đã trở thành thành viên chính thức của Tổ chức thương mại Thế giới (WTO) vào ngày 7 tháng 11.

Việc Việt Nam gia nhập WTO vào năm 2006 đã mở ra cơ hội cho hoạt động thương mại tự do hơn, giúp đất nước dễ dàng thâm nhập vào thị trường quốc tế và mở rộng kinh tế ra nước ngoài Sự hội nhập này đã mang lại nhiều lợi ích cho nền kinh tế Việt Nam, thể hiện qua sự phát triển mạnh mẽ trong thời gian qua Tuy nhiên, Việt Nam cũng phải đối mặt với những thách thức lớn, bao gồm sự cạnh tranh khốc liệt từ các đối tác nước ngoài và những bất ổn kinh tế vĩ mô, đặc biệt là biến động lớn trong tỷ giá hối đoái Tỷ giá hối đoái đóng vai trò quan trọng trong việc xác định giá trị hàng hóa nội địa so với hàng hóa quốc tế, và trong bối cảnh mở cửa thương mại hiện nay, nó ngày càng trở thành công cụ chính để điều chỉnh quan hệ kinh tế quốc tế Do đó, câu hỏi đặt ra là liệu việc mở cửa thương mại có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực ở Việt Nam hay không, và nếu có, tác động đó diễn ra như thế nào.

Nghiên cứu về tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đoái thực đang diễn ra sôi nổi trên toàn cầu, nhưng kết quả vẫn còn mâu thuẫn Một số nghiên cứu chỉ ra rằng mở cửa thương mại có ảnh hưởng tích cực và làm giảm tỷ giá hối đoái thực sau khi tự do hóa thương mại (Edwards, 1993; Elbadawi, 1994; Hau, 2002) Ngược lại, một số nghiên cứu khác lại cho thấy tác động này không có ý nghĩa thống kê (Edwards, 1987) Sự thiếu đồng nhất trong các kết quả nghiên cứu khiến cho việc hiểu rõ mối quan hệ giữa mở cửa thương mại và tỷ giá hối đoái thực trở nên phức tạp.

Theo Li (2004), tự do hóa thương mại đáng tin cậy có thể làm giảm tỷ giá hối đoái thực, trong khi tự do hóa không đáng tin có thể dẫn đến sự gia tăng tỷ giá hối đoái thực trong ngắn hạn.

Tại Việt Nam, nhiều nghiên cứu đã chỉ ra các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực, như các công trình của Hạ Thị Thiều Dao (2012) và Tô Trung Thành (2010) Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu thực nghiệm nào cụ thể về tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đoái thực Bài nghiên cứu "Tác động của độ mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đoái thực – nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam" sẽ cung cấp bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của mở cửa thương mại đến tỷ giá hối đoái tại Việt Nam và xác định chiều hướng tác động này.

Bài nghiên cứu nhằm trả lời hai câu hỏi chính: (1) Mở cửa thương mại có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực ở Việt Nam hay không? và (2) Nếu có, thì ảnh hưởng đó là cùng chiều hay ngược chiều? Để giải quyết những vấn đề này, nghiên cứu áp dụng kỹ thuật ước lượng Generalized Method of Moments (GMM), cho phép kiểm soát hiện tượng nội sinh của độ trễ biến phụ thuộc cũng như các yếu tố nội sinh tiềm ẩn khác trong mô hình Trong phương pháp này, độ trễ của các biến ngoại sinh được sử dụng làm biến công cụ.

Bài nghiên cứu này được cấu trúc như sau: Phần tiếp theo cung cấp cái nhìn tổng quan về các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm liên quan đến tác động của mở cửa thương mại đến tỷ giá hối đoái thực Chương 3 sẽ trình bày dữ liệu và phương pháp nghiên cứu, trong khi chương 4 mô tả kết quả nghiên cứu Cuối cùng, chương 5 sẽ đưa ra kết luận của nghiên cứu.

TỔNG QUAN LÝ THUYẾT

Các phương pháp tiếp cận và nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái

2.1.1 Các phương pháp tiếp cận và giải thích tỷ giá hối đoái

Có hai phương pháp chính trong mô hình tỷ giá hối đoái: phương pháp tiền tệ và phương pháp cân bằng danh mục đầu tư Phương pháp tiền tệ cho rằng tỷ giá biến động để cân bằng thị trường tiền tệ nội địa và quốc tế, với các yếu tố như chính sách tiền tệ và tương quan thu nhập thực tế ảnh hưởng đến cung cầu Giả thuyết của phương pháp này là các trái phiếu nội địa và ngoại là thay thế hoàn hảo, với điều kiện vốn quốc tế di chuyển tự do và các chứng khoán có rủi ro và lãi suất thực dự tính giống nhau Ba mô hình quan trọng trong phương pháp tiền tệ bao gồm mô hình giá linh hoạt, giá cứng và chênh lệch lãi suất thực Tỷ giá được định nghĩa là giá của ngoại tệ tính bằng nội tệ, và được xác định bởi lực lượng cung cầu của hai loại tiền tệ trên thị trường, với cầu tiền và cung tiền là những yếu tố chính.

Khác với phương pháp tiền tệ, phương pháp cân bằng danh mục đầu tư nhấn mạnh rằng trái phiếu nội địa và nước ngoài không thể thay thế hoàn hảo cho nhau Điều này cho thấy rằng bên cạnh yếu tố cân bằng của thị trường tiền tệ, cần xem xét mối quan hệ giữa sự biến động tỷ giá và sự thay đổi trong tương quan cung cầu của trái phiếu nội địa và trái phiếu nước ngoài Những yếu tố ảnh hưởng đến tương quan cung cầu này có thể dẫn đến sự mất cân bằng trên thị trường trái phiếu, từ đó tác động đến tỷ giá.

Mỗi thay đổi trong cung cầu trái phiếu của từng quốc gia đều ảnh hưởng đến tỷ giá và lãi suất Mô hình cân bằng danh mục đầu tư không chỉ phản ánh nhu cầu về các đồng tiền và trái phiếu mà còn thể hiện cầu tiền và cầu chứng khoán liên quan đến thu nhập, lãi suất và các yếu tố khác Phương pháp này dựa trên nguyên tắc đa dạng hóa danh mục đầu tư và điều kiện cân bằng của các thị trường.

Mặc dù phương pháp cân bằng danh mục và tiền tệ đã tạo ra nền tảng cho mô hình tỷ giá hối đoái, nhưng chúng đã bỏ qua vai trò quan trọng của mở cửa thương mại trong việc xác định tỷ giá Toàn cầu hóa và tự do hóa đã cho phép hàng hóa và vốn di chuyển tự do qua biên giới, làm gia tăng các yếu tố ảnh hưởng đến giá trị tiền tệ Tỷ giá hối đoái giữa hai đồng tiền phụ thuộc vào cung và cầu của chúng, mà chủ yếu được xác định bởi thương mại và đầu tư quốc tế Nhu cầu về tiền tệ từ nhà đầu tư chịu ảnh hưởng của lãi suất tương đối, một yếu tố cơ bản trong mô hình tiền tệ Tuy nhiên, tác động của thương mại quốc tế chưa được xem xét trong các phương pháp hiện tại Do đó, nghiên cứu này nhằm bổ sung yếu tố mở cửa thương mại vào mô hình tỷ giá hối đoái bên cạnh các yếu tố truyền thống của phương pháp cân bằng danh mục và tiền tệ.

2.1.2 Các yếu tố tác động đến tỷ giá hối đoái thực Độ mở cửa thương mại (Trade openness)

Mở cửa thương mại là cách đánh giá mức độ hội nhập của một nền kinh tế vào thương mại toàn cầu và những lợi ích thu nhập từ hoạt động thương mại (Squalli, Wilson 2006) Độ mở cửa thương mại, chỉ số phản ánh chính sách tự do hóa thương mại của quốc gia, càng cao khi chính sách thương mại càng cởi mở Nhiều nghiên cứu đã đề xuất các phương pháp đo lường độ mở cửa, hầu hết đều tập trung vào tỷ lệ thương mại so với thu nhập quốc gia Alcalá và Ciccone (2004) đã giới thiệu phương pháp Trade Intensity (IT) để ước tính độ mở cửa, cho rằng mậu dịch danh nghĩa chia cho thu nhập điều chỉnh theo sức mua hoặc GDP thực là cách tiếp cận hiệu quả Dù sử dụng phương pháp nào, mỗi cách đo lường đều giúp xác định độ mở cửa thương mại và những lợi ích thu nhập từ thương mại cho quốc gia Tóm lại, một nền kinh tế càng mở cửa thì càng thu được nhiều lợi ích thương mại.

Bảng 2.1: Phương pháp đo lường độ mở cửa thương mại

Mi/ GDPi Tỷ lệ mậu dịch nhập khẩu (Import trade intensity); được đo lường bởi nhập khẩu (M) chia cho GDP

Xi/GDPi Tỷ lệ mậu dịch xuất khẩu (Export trade intensity), được đo lường bởi xuất khẩu (X) chia cho GDP

(X +M)i/GDPi Tỷ số mậu dịch (Trade intensity); được đo lường bởi tổng xuất khẩu và nhập khẩu chia cho GDP

Tỷ số mậu dịch điều chỉnh được tính bằng công thức [(X + M) i / (2 * GDPi)] × 100, theo phương pháp đề xuất của Frankel (2000) Ngoài ra, M/GDPi − (1 – GDP i / * GDPi) cũng là một tỷ số mậu dịch hiệu chỉnh, được Li và các cộng sự (2004) tiếp cận dựa trên phương pháp của Frankel.

(X +M)/ r GDPi Tỷ số mậu dịch thực, mà mẫu số GDP điều chỉnh bởi ngang giá sức mua (GDP thực) được đưa ra bởi Alcal´a and

Nguồn nghiên cứu của Squalli, J., and Wilson, K., (2007)

Bài nghiên cứu áp dụng phương pháp tính độ mở cửa thương mại theo cách thông thường, sử dụng tỷ số giữa tổng giá trị thương mại (bao gồm nhập khẩu và xuất khẩu) so với GDP.

Mở cửa thương mại có tác động không chắc chắn đến tỷ giá, thường không thể dự đoán Việc giảm thuế hoặc tăng hạn ngạch có thể làm giảm giá hàng hóa trong nước, dẫn đến hiệu ứng thu nhập và thay thế, kích thích nhu cầu nhập khẩu Điều này có thể làm tăng giá hàng hóa mậu dịch, suy giảm cán cân thương mại và giảm tỷ giá hối đoái thực Hiệu ứng thu nhập từ mở cửa thương mại đối với hàng phi mậu dịch còn phụ thuộc vào xu hướng tiêu dùng trong nước; nếu thu nhập tăng và chi cho hàng phi mậu dịch nhiều hơn, tỷ giá thực có thể bị định giá cao Connolly và Devereux (1995) cho rằng hiệu ứng thay thế chi phối hiệu ứng thu nhập trong trường hợp này, do đó tăng độ mở cửa thương mại có thể dẫn đến tỷ giá hối đoái giảm thông qua cán cân thương mại suy giảm Ngược lại, nếu mở cửa thương mại xảy ra qua giảm thuế xuất khẩu, tác động sẽ khác.

Vào năm 1995, hiệu ứng thu nhập và hiệu ứng thay thế có xu hướng biến đổi cùng chiều với xuất khẩu, dẫn đến cải thiện cán cân thương mại và làm tăng tỷ giá thực Do đó, tác động của việc mở cửa thương mại đến tỷ giá hối đoái thực phụ thuộc vào các hiệu ứng thay thế và thu nhập được tạo ra.

Tỷ lệ mậu dịch (TOT-terms of trade)

Tỉ lệ mậu dịch (TOT) là chỉ số phản ánh giá tương đối giữa hàng xuất khẩu và hàng nhập khẩu của một quốc gia, được tính bằng tỷ lệ giữa chỉ số giá hàng hóa và dịch vụ xuất khẩu với chỉ số giá hàng hóa và dịch vụ nhập khẩu TOT thường được sử dụng để đánh giá những biến động trong môi trường kinh tế quốc tế, như được nêu bởi Edwards (1988b) và Edwards cùng Wijnbergen.

Tỷ lệ mậu dịch có thể ảnh hưởng đến tỷ giá thực thông qua hai hiệu ứng chính: hiệu ứng thu nhập và hiệu ứng thay thế Hiệu ứng thu nhập cho thấy khi tỷ lệ mậu dịch cải thiện, thu nhập từ xuất khẩu tăng, dẫn đến nhu cầu và giá hàng hóa phi mậu dịch cũng tăng, làm đồng tiền tệ được đánh giá cao hơn Ngược lại, hiệu ứng thay thế cho rằng cải thiện tỷ lệ mậu dịch khiến nhập khẩu rẻ hơn, thay thế một phần nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch trong nước, dẫn đến giá hàng hóa phi mậu dịch giảm và đồng nội tệ mất giá Tùy thuộc vào mức độ ảnh hưởng của hai hiệu ứng này, tỷ giá hối đoái thực có thể giảm hoặc tăng khi tỷ lệ mậu dịch tăng, với hiệu ứng thu nhập thường chiếm ưu thế hơn trong các nước sản xuất hàng hóa.

Hiệu ứng thay thế không đáng kể do sự khác biệt lớn giữa hàng hóa nhập khẩu và xuất khẩu tại các quốc gia, khiến người tiêu dùng khó thay thế hàng hóa trong rổ tiêu dùng khi giá thay đổi Khi chỉ số TOT tăng, tỷ giá hối đoái thực thường có xu hướng giảm.

Chi tiêu chính phủ (GEXP- Government expenditure)

Chi tiêu của chính phủ được đánh giá qua tỷ lệ giữa tổng chi tiêu chính phủ và GDP, chỉ số này phản ánh chính sách tài khóa mà chính phủ thực hiện.

Mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ (GEXP) và tỷ giá hối đoái thực đã được nghiên cứu cả về lý thuyết lẫn thực nghiệm GEXP ảnh hưởng đến tiêu dùng tư nhân và tỷ giá hối đoái thực theo hai cách: nếu chi tiêu chính phủ chủ yếu dành cho hàng hóa phi ngoại thương, sự gia tăng GEXP sẽ tạo áp lực cầu nội địa, làm tăng giá tương đối của hàng hóa này và dẫn đến tăng tỷ giá hối đoái thực Ngược lại, nếu GEXP chủ yếu dành cho hàng hóa ngoại thương, sự gia tăng GEXP sẽ làm xấu đi cán cân thương mại, dẫn đến giảm tỷ giá hối đoái thực Do đó, việc dự đoán hướng tác động của GEXP lên tỷ giá hối đoái thực trở nên khó khăn.

Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của chi tiêu chính phủ (GEXP) lên tỷ giá hối đoái thực cho thấy kết quả không đồng nhất Balvers và Bergstrand (2002) chỉ ra rằng GEXP ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực theo cả hai hướng với độ lớn tác động tương đương Connolly và Devereux (1995) phân tích giai đoạn 1960-1985 ở các nước Châu Mỹ Latinh, cho thấy chi tiêu chính phủ, đặc biệt vào hàng hóa phi ngoại thương, làm tăng tỷ giá hối đoái thực Nghiên cứu của Ricci (2008) trên 48 quốc gia cho thấy 1% tăng GEXP so với GDP dẫn đến tỷ giá hối đoái thực tăng 3% Tương tự, Edward (1998) cũng nhận thấy rằng tăng GEXP ở 12 quốc gia đang phát triển làm tăng tỷ giá hối đoái thực Như vậy, tác động của GEXP đến tỷ giá hối đoái thực phụ thuộc vào tỷ trọng hàng hóa ngoại thương và phi ngoại thương trong cơ cấu chi tiêu của chính phủ.

Tổng quan các nghiên cứu trước đây về tác động của độ mở cửa thương mại đến tỷ giá hối đoái thực

Tỷ giá hối đoái là yếu tố quan trọng trong hoạt động kinh tế, đặc biệt là thương mại quốc tế và quyết định đầu tư Nó được xác định bởi các lực lượng thị trường và cung cầu tiền tệ Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các yếu tố kinh tế cơ bản, đặc biệt là tác động của mở cửa thương mại đến biến động tỷ giá hối đoái thực Đồng thời, cũng có nhiều nghiên cứu về ảnh hưởng của sự biến động tỷ giá hối đoái lên thương mại (Hau, 2002).

Holden, Holden và Suss (1979) là những nghiên cứu tiên phong chỉ ra rằng độ mở cửa của thương mại có ảnh hưởng tiêu cực đến sự biến động của tỷ giá hối đoái Họ đã phân tích các yếu tố tác động đến sự thay đổi tỷ giá và ảnh hưởng tổng thể của các biến này đối với chính sách tỷ giá Kết quả cho thấy mô hình độ mở cửa thương mại có thể cần thiết, mặc dù mức ý nghĩa tương đối thấp, và tác động của độ mở cửa lên tỷ giá có thể không mạnh như dự đoán theo lý thuyết khu vực đồng tiền tối ưu của Mundell.

Nghiên cứu của Connolly và Devereux (1995) về mô hình tỷ giá hối đoái thực cân bằng chỉ ra rằng các yếu tố tài chính và tiền tệ ngắn hạn gây ra sự sai lệch tạm thời trong tỷ giá hối đoái thực so với mức cân bằng tự nhiên Kết quả thực nghiệm cho thấy tỷ giá hối đoái thực ở các nền kinh tế Châu Mỹ Latinh từ 1960 đến 1985 có thể được giải thích bởi tốc độ tăng trưởng, độ mở cửa thương mại, chi tiêu của chính phủ và tỷ lệ mậu dịch nước ngoài Đặc biệt, tiến bộ kỹ thuật và gia tăng vốn cổ phần có xu hướng làm tăng tỷ giá hối đoái thực, tương tự như tự do hóa thương mại Tuy nhiên, sự gia tăng trong chính sách bảo hộ lại dẫn đến sự giảm tỷ giá hối đoái thực Kết quả này có thể lý giải bằng hiệu ứng thu nhập vượt trội hơn so với hiệu ứng thay thế, dẫn đến sự giảm tỷ giá hối đoái thực.

Hau (2002) đã công bố nghiên cứu đầu tiên về mối quan hệ giữa sự biến động của tỷ giá hối đoái thực và độ mở thương mại, nhấn mạnh tầm quan trọng của toàn cầu hóa và tự do hóa thương mại trong bối cảnh kinh tế hiện tại Nghiên cứu chỉ ra rằng nhiều quốc gia đã áp dụng tỷ giá hối đoái thả nổi, tạo điều kiện cho việc tìm hiểu tác động của sự biến động này Hau phân tích ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái thực đối với mức độ mở cửa thương mại và cho rằng việc hội nhập thông qua thương mại quốc tế có thể giảm thiểu sự biến động của tỷ giá, ngay cả khi không có sự hội nhập về tiền tệ Sử dụng mô hình tiền tệ dài hạn với sự cứng nhắc trong thị trường lao động danh nghĩa, nghiên cứu cho thấy rằng cả cú sốc thực và cú sốc tiền tệ đều có tác động nhỏ hơn đến tỷ giá hối đoái thực khi hai quốc gia có mức độ nhập khẩu cao hơn trong rổ hàng tiêu dùng, từ đó khẳng định rằng hội nhập thương mại góp phần vào sự ổn định của tỷ giá hối đoái thực.

Từ năm 1980, nghiên cứu trên 54 quốc gia cho thấy mở cửa kinh tế có tác động đáng kể đến độ biến động của tỷ giá hối đoái thực, với hầu hết các trường hợp đạt mức ý nghĩa 1% Cụ thể, mở cửa thương mại đã giải thích tới 52% sự thay đổi của tỷ giá hối đoái.

Gandolfo G., và Nicoletti G., (2002) quan tâm vấn đề xác định mối quan hệ nhân quả giữa biến động tỷ giá hối đoái thực và mở cửa thương mại

Nghiên cứu này áp dụng kỹ thuật phân tích chuỗi thời gian, cụ thể là phương pháp quan hệ nhân quả của Geweke, để phân tích dữ liệu từ 10 quốc gia OECD Kết quả cho thấy mở cửa thương mại không phải là biến ngoại sinh như các mô hình lý thuyết trước đây của Obstfeld-Rogo (1995) đã đề xuất Thay vào đó, có bằng chứng cho thấy tỷ giá hối đoái có mối quan hệ Granger với mở cửa thương mại, trái ngược với kết quả của Hau (2002) cho rằng mở cửa thương mại là biến nội sinh chịu tác động từ biến động tỷ giá hối đoái thực Nghiên cứu này nhấn mạnh sự cần thiết phải phát triển một mô hình động tốt hơn để giải thích mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và mở cửa thương mại, đồng thời chỉ ra rằng kỹ thuật Spectral có thể là công cụ mạnh mẽ hơn để nghiên cứu các biến chuyển động Tuy nhiên, nghiên cứu không thể xác định mô hình động cho mối quan hệ nhân quả này, và do đó cần thêm các nghiên cứu lý thuyết để xây dựng mô hình động trong đó mở cửa thương mại là biến nội sinh chịu tác động từ tỷ giá hối đoái thực.

Calderon là một trong những nhà kinh tế hiếm hoi áp dụng lý thuyết "new open macroeconomics" để phân tích sự biến động của tỷ giá hối đoái, nhấn mạnh tầm quan trọng của các yếu tố phi tiền tệ Trong nghiên cứu của mình, ông kiểm định giả thuyết rằng sự biến động của tỷ giá hối đoái thực thấp hơn ở các nền kinh tế mở Kết quả cho thấy rằng sự biến động của tỷ giá hối đoái và các yếu tố cơ bản có xu hướng dao động mạnh mẽ hơn ở các nước đang phát triển, với sự biến động tỷ giá hối đoái thực ở những nước này gấp bốn lần so với các nước công nghiệp Ngoài ra, cơ chế tỷ giá hối đoái linh hoạt dẫn đến sự biến động lớn hơn trong tỷ giá hối đoái thực, với tỷ giá giữa các quốc gia đang phát triển có cơ chế tỷ giá thả nổi biến động gấp ba lần so với các nước có cơ chế tỷ giá neo cứng hoặc cố định Đặc biệt, nghiên cứu còn chỉ ra một mối tương quan nghịch biến yếu giữa mở cửa tài chính và sự biến động của tỷ giá hối đoái thực.

Tseng, Chen và Lin (2005) đã chứng minh rằng thương mại quốc tế có khả năng ổn định biến động tỷ giá, điều này phù hợp với mô hình Mundell.

Nghiên cứu năm 1961 cho thấy rằng sự gia tăng khối lượng mậu dịch so với tổng cầu trong nước có xu hướng giảm biến động tỷ giá hối đoái khi nền kinh tế gặp cú sốc Tuy nhiên, sự mất cân bằng mậu dịch có thể làm tăng biến động tỷ giá ở các nước công nghiệp, điều này cần được giải quyết thông qua việc thu thập thêm bằng chứng thực nghiệm.

Bleaney (2008) cho rằng các yếu tố như tổng sản phẩm quốc nội, cung tiền và thất nghiệp không đóng vai trò lớn trong việc xác định tỷ giá hối đoái trong nghiên cứu của họ, vì vậy việc thiết lập phạm vi nghiên cứu rộng là cần thiết Ông đồng ý với nghiên cứu của Hau rằng tỷ giá hối đoái ít biến động hơn trong nền kinh tế mở cửa Bleaney cũng lập luận rằng một phương pháp đo lường độ mở cửa hiệu quả hơn là sử dụng cán cân tài khoản vãng lai.

GDP đóng vai trò quan trọng trong việc thiết lập giới hạn cho sự biến động của tỷ giá hối đoái thực Theo Bleaney, lý thuyết cho thấy tỷ giá hối đoái thực di chuyển gần như ngẫu nhiên nhưng trong những giới hạn nhất định, với những giới hạn này rộng hơn ở các nền kinh tế ít mở cửa Do đó, những nền kinh tế này sẽ trải qua sự biến động tỷ giá hối đoái thực cao hơn Phân tích trên 22 nước thuộc OECD trong giai đoạn 1980 – 2005 cho thấy có mối tương quan thống kê và bền vững giữa tỷ giá hối đoái thực và mức độ mở cửa thương mại; các quốc gia có tỷ lệ thương mại/GDP cao hơn thường có sự biến động tỷ giá hối đoái thực thấp hơn.

Calderón C và Kubota M (2009) đã áp dụng mô hình tỷ giá hối đoái thực redux cùng với các biến thể của nó (Obstfeld và Rogoff, 1995; Hau, 2002) để chỉ ra rằng các biện pháp mở cửa thương mại và tài chính có thể gia tăng khả năng giải thích sự biến động do các cú sốc của các yếu tố cơ bản trong mô hình hồi quy Nghiên cứu này đã thu thập dữ liệu từ 82 quốc gia, trong đó có 22 quốc gia có nền kinh tế công nghiệp, trong một khoảng thời gian nhất định.

Kết quả nghiên cứu từ năm 1975 đến 2005 cho thấy, các quốc gia có mức độ hội nhập cao với thị trường hàng hóa thế giới thường có tỷ giá hối đoái thực ổn định hơn Điều này xảy ra bất chấp việc áp dụng các biện pháp chính sách mở cửa thương mại Nghiên cứu cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho các tác động của mô hình tỷ giá hối đoái redux (Obstfeld và Rogoff, 1995; Hau, 2002) Đặc biệt, các quốc gia có hoạt động thương mại mạnh mẽ sẽ trải nghiệm sự ổn định tỷ giá hối đoái, phù hợp với các nghiên cứu trước đó Về mặt kinh tế, việc gia tăng gấp đôi mức độ mở cửa thương mại có thể giảm biến động tỷ giá hối đoái thực từ 7-12%.

Nghiên cứu của ZakariaM và Ghauri (2011) chỉ ra rằng mở cửa thương mại có tác động đáng kể đến tỷ giá hối đoái thực ở Pakistan, với dữ liệu từ 1972 đến 2010 Sử dụng mô hình ước lượng GMM, nghiên cứu phát hiện rằng mở cửa thương mại làm giảm giá đồng Rupee và chuyển từ chế độ tỷ giá hối đoái cố định sang thả nổi cũng góp phần làm giảm tỷ giá hối đoái thực Kết quả này bền vững qua các phương pháp đo lường khác nhau và nhấn mạnh vai trò của các yếu tố như chi tiêu chính phủ và đầu tư nước ngoài, trong khi tỷ lệ mậu dịch, dòng vốn và tích lũy vốn lại có tác động ngược chiều đến tỷ giá hối đoái Điều này cho thấy sự không phù hợp với các chính sách kinh tế vĩ mô được coi là nguyên nhân gây ra sự mất cân bằng của tỷ giá hối đoái thực.

Nghiên cứu của Lee Chin và Law Chee-Hong (2013) phân tích tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đoái của Malaysia, một nền kinh tế nhỏ Theo lý thuyết của Dornbush (1974), việc giảm thuế và mở cửa thương mại sâu rộng có thể dẫn đến việc mất giá đồng nội tệ, do giá hàng xuất khẩu giảm và giá hàng nhập khẩu tăng Nghiên cứu kiểm định tác động của mở cửa thương mại cùng với các biến từ mô hình tiền tệ và mô hình cân bằng danh mục Kết quả cho thấy hầu hết các biến như mở cửa thương mại, sản lượng, cung tiền M2, cán cân thương mại, lãi suất và chỉ số thị trường chứng khoán đều có ý nghĩa thống kê và phù hợp với dự đoán lý thuyết Đặc biệt, sự gia tăng trong mở cửa thương mại có thể dẫn đến sự giảm giá đồng Ringgit của Malaysia, trong khi một sự gia tăng trong cán cân thương mại cũng có thể làm giảm giá đồng Ringgit.

DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Mô hình nghiên cứu

Nghiên cứu này nhằm xác định tác động của mở cửa thương mại đến tỷ giá hối đoái thực bằng cách kết hợp các phương pháp mô hình hóa và nghiên cứu trước đây Các yếu tố được đưa vào mô hình là những biến có khả năng ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực, với lý thuyết liên quan được trình bày rõ ràng Cuối chương, sẽ tổng hợp lại các biến này cùng với công thức mô hình: rert = + opent + tott + gexpt + fit + fd + et.

Tỷ giá hối đoái thực (VND/USD) được ký hiệu là rer t, trong khi mở cửa thương mại được gọi là opent Tỷ lệ mậu dịch được ký hiệu là tott, chi tiêu của Chính phủ là gexpt, đầu tư trực tiếp nước ngoài được ký hiệu là fi t, và nợ nước ngoài là fdt.

Dữ liệu nghiên cứu

Tỷ giá hối đoái thực được tính toán từ tỷ giá hối đoái danh nghĩa, điều chỉnh theo giá hàng hóa trong nước và nước ngoài, với CPI của Mỹ đại diện cho giá hàng hóa nước ngoài và CPI của Việt Nam cho giá hàng hóa trong nước Năm 2000 được chọn làm năm gốc để chuyển đổi tỷ giá danh nghĩa sang dạng chỉ số vì đây là năm mà cán cân thương mại của Việt Nam tương đối cân bằng và cũng là năm NHNN điều chỉnh giá trị danh nghĩa của VND gần với giá trị thực Độ mở nền kinh tế (OPEN) được xác định bằng tổng giá trị xuất khẩu và nhập khẩu trên GDP danh nghĩa, trong khi tỷ lệ mậu dịch (TOT) là tỷ lệ giữa chỉ số giá hàng hóa và dịch vụ xuất khẩu và nhập khẩu Chi tiêu của chính phủ (GEXP) được thể hiện dưới dạng tỷ lệ của GDP thực, đầu tư nước ngoài (FI) được tính bằng cách chia đầu tư trực tiếp nước ngoài cho GDP danh nghĩa, và nợ nước ngoài (FD) được xác định bằng tổng số nợ nước ngoài chia cho GDP danh nghĩa Dữ liệu thời gian được thu thập từ quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2023.

Dữ liệu cho các biến độc lập trong mô hình được thu thập từ nhiều nguồn đáng tin cậy như Hệ thống cơ sở dữ liệu các chỉ tiêu tài chính của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF), Tổng cục Thống kê VN (GSO), Ngân hàng phát triển Châu Á (ADB) và Hội nghị Liên Hiệp Quốc về Thương mại và Phát triển (UNCTAD) Biến TOT và GEXP là số liệu năm, trong đó chỉ số TOT của Việt Nam được UNCTAD công bố hàng năm so với năm gốc 2000 Số liệu chi tiêu chính phủ được lấy từ ADB, và để chuyển đổi từ dữ liệu năm sang dữ liệu quý, nghiên cứu áp dụng kỹ thuật nội suy tuyến tính của Eviews Đối với số liệu đầu tư trực tiếp nước ngoài, nghiên cứu sử dụng số liệu ròng từ IMF cho giai đoạn quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2008, trong khi số liệu cho các quý còn lại được nội suy tuyến tính từ dữ liệu năm 2009-2012 do UNCTAD công bố.

Bảng 3.1: Tổng hợp nguồn dữ liệu của các biến được sử dụng

Biến Ký hiệu biến Thời gian Nguồn

Tỷ giá hối đoái thực RER Q12000-Q42012 Tính toán từ số liệu IMF, GSO

Mở cửa thương mại OPEN Q12000-Q42012 Tính toán từ số liệu

Tỷ lệ mậu dịch TOT 2000 2012 UNCTAD

Chi tiêu chính phủ GEXP 2000 - 2012 Tính toán từ số liệu

ADB, GSO Đầu tư nước ngoài

Tính toán từ số liệu IMF, UNCTAD, GSO

Nợ nước ngoài FD Q12000-Q42012 ARIC của ADB

Nguồn tổng hợp của tác giả

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu này áp dụng phương pháp Logarit cho tất cả các biến nhằm xử lý hiện tượng outlier, tức là các giá trị bất thường trong mẫu dữ liệu Dựa vào bảng số liệu về độ mở cửa thương mại, chúng ta nhận thấy hiện tượng outlier xuất hiện trong quý 1 của các năm 2006, 2007 và 2008 Tương tự, số liệu về đầu tư trực tiếp nước ngoài cũng ghi nhận sự tăng đột biến vào năm 2008 Hiện tượng outlier này có thể dẫn đến sự không chính xác trong ước lượng hồi quy, đặc biệt là khi kích thước mẫu nhỏ.

Một trong những biện pháp hiệu quả để xử lý hiện tượng outlier là áp dụng phương pháp biến đổi logarit cho tất cả các biến, nhằm giảm thiểu tác động của chúng đến hệ số hồi quy.

Kiểm định nghiệm đơn vị được thực hiện để kiểm tra tính dừng của các biến trong nghiên cứu này, với việc áp dụng kiểm định ADF và PP Để ước lượng mô hình, phương pháp bình phương bé nhất (OLS) không được sử dụng do hiện tượng nội sinh của độ trễ biến phụ thuộc, dẫn đến kết quả bị sai lệch Thay vào đó, nghiên cứu áp dụng kỹ thuật Generalized Method of Moments (GMM) để ước lượng phương trình tỷ giá hối đoái thực, giúp kiểm soát hiện tượng nội sinh Độ trễ của các biến độc lập được sử dụng làm biến công cụ, và kiểm định Sargan được thực hiện để xác định tính phù hợp của các biến công cụ Kiểm định này kiểm tra xem biến công cụ có tương quan với phần dư của mô hình hay không, với giả thuyết H0 rằng biến công cụ có giá trị Thống kê J được sử dụng trong kiểm định Sargan và nếu giá trị thống kê vượt qua ngưỡng tới hạn, giả thuyết H0 bị bác bỏ, cho thấy ít nhất một biến công cụ không phù hợp.

Chương IV: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1 Mô tả thống kê về dữ liệu nghiên cứu

Bảng 4.1: Mô tả thống kê của các biến (Q12000 – Q42012)

RER OPEN TOT GEXP FD FI

Mean 0.937058 1.345712 0.974227 0.169423 0.260975 0.052347 Median 0.978000 1.359500 0.974800 0.140000 0.253930 0.045690 Maximum 1.108000 2.198000 1.016900 0.380000 0.439980 0.129952 Minimum 0.745000 0.848000 0.929600 0.090000 0.154570 0.009066 Std Dev 0.131890 0.296511 0.022445 0.069492 0.069621 0.028007 Skewness -0.226263 0.478746 -0.349509 1.115290 0.214996 0.776643 Kurtosis 1.387085 2.873726 2.102163 3.614949 2.205402 3.017450

Nguồn tính toán của tác giả

Bảng thống kê mô tả dữ liệu cho thấy biến tỷ giá hối đoái thực là biến độc lập trong mô hình nghiên cứu, với giá trị trung bình 0.94, cho thấy VND đang bị định giá cao so với USD Điều này có nghĩa là VND có khả năng mua được nhiều hàng hóa hơn ở Mỹ so với trong nước, dẫn đến việc giảm sức cạnh tranh thương mại của Việt Nam, làm giảm xuất khẩu và tăng nhập khẩu Giá trị tỷ giá hối đoái thực dao động từ 0.75 đến 1.1, cho thấy VND không luôn bị định giá cao, mà từng có giai đoạn thấp từ Q1/2000 đến Q3/2003 với tỷ lệ 0.75% Từ Q4/2003 đến Q4/2005, VND đã tăng mạnh với tốc độ gần 1.5%/quý Tuy nhiên, từ Q1/2006 đến nay, tỷ giá hối đoái thực giảm mạnh, đặc biệt từ Q4/2012 So với năm 2000, chỉ số CPI của Việt Nam đã tăng khoảng 150%, trong khi CPI của Mỹ chỉ tăng 33%, và tỷ giá danh nghĩa VND/USD chỉ tăng khoảng 40% Do đó, nếu lấy năm 2000 làm gốc, VND đã lên giá thực tế khoảng 25%.

Hình 4.1: Tỷ giá thực và tỷ giá danh nghĩa VND/USD theo quý từ năm

Theo dữ liệu từ IMF, độ mở cửa thương mại của Việt Nam trung bình đạt 1.34, cho thấy mức độ mở cửa cao, đặc biệt kể từ khi Việt Nam gia nhập WTO vào năm 2006 Độ mở cửa này đang có xu hướng gia tăng, phản ánh tiến trình hội nhập kinh tế quốc tế, với việc Việt Nam ký kết hơn 70 hiệp định thương mại song phương, trong đó nổi bật là Hiệp định Thương mại Việt-Mỹ năm 2001 Ngoài ra, Việt Nam cũng thiết lập mối quan hệ tích cực với các tổ chức tài chính quốc tế như Ngân hàng Phát triển Châu Á và Quỹ Tiền tệ Quốc tế, cũng như tham gia các tổ chức kinh tế khu vực như ASEAN và các hiệp định thương mại tự do.

Tổ chức hợp tác kinh tế Châu Á Thái Bình Dương (APEC) và Liên Minh Châu Âu (EU) là những tổ chức quan trọng trong việc thúc đẩy hợp tác kinh tế khu vực Đặc biệt, Việt Nam đã chính thức trở thành thành viên của Tổ chức thương mại Thế giới (WTO) vào ngày 7 tháng 11, đánh dấu một bước ngoặt quan trọng trong quá trình hội nhập kinh tế quốc tế của đất nước.

Hình 4.2: Độ mở cửa thương mại của Việt Nam theo quý từ 2000-2012

Nguồn tính toán của tác giả từ dữ liệu IMF [http://www.imf.org/external/data.htm]

Theo số liệu từ IMF, dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài ròng vào Việt Nam chiếm tỷ trọng khoảng 6.1% so với GDP trung bình, cho thấy mức độ đầu tư nước ngoài tại quốc gia này vẫn còn hạn chế.

Số liệu về đầu tư nước ngoài trong bài nghiên cứu có sự sai lệch lớn so với dữ liệu từ nguồn GSO, do sự khác biệt trong cách thu thập thông tin.

GSO là vốn đầu tư mới được đăng ký tại các Sở kế hoạch và đầu tư trên toàn quốc Từ năm 2009 đến nay, dòng vốn đầu tư nước ngoài vào Việt Nam đã giảm đáng kể, chủ yếu do Mỹ, Nhật Bản và các quốc gia châu Âu, chiếm hơn 50% vốn đầu tư trực tiếp, đang gặp khủng hoảng và suy thoái do tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu Hơn nữa, nhiều tổ chức tài chính gặp khó khăn, dẫn đến nguồn tín dụng cạn kiệt và chi phí vốn tăng cao, khiến nhiều hợp đồng tín dụng không được ký kết hoặc giải ngân Điều đáng lưu ý là hơn 30% vốn FDI tại Việt Nam là vốn vay, không phải vốn cổ phần.

Cuối cùng là do nhu cầu tiêu thụ sụt giảm nên việc giải ngân FDI cũng chậm lại đáng kể (Hạ Thị Thiều Dao, 2012)

Hình 4.3: Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài ròng từ 2000-2012

Nguồn UNCTAD [http://unctadstat.unctad.org/ReportFolders/reportFolders.aspx]

Tỷ lệ mậu dịch của Việt Nam, được tính bằng chỉ số xuất nhập khẩu chia cho chỉ số giá nhập khẩu, đã giảm dần từ năm 2000 đến 2008 Sự suy giảm này cho thấy giá tương đối giữa hàng xuất khẩu và hàng nhập khẩu đang giảm, dẫn đến cơ cấu xuất khẩu và nhập khẩu không có lợi cho Việt Nam Thêm vào đó, cơ cấu xuất nhập khẩu của Việt Nam thay đổi chậm và không theo xu hướng có lợi cho tỷ lệ mậu dịch Xuất khẩu của Việt Nam chủ yếu tập trung vào các mặt hàng có giá trị gia tăng thấp, điều này càng làm gia tăng sự bất lợi trong tỷ lệ mậu dịch.

Năm 2009, cơ cấu xuất khẩu của Việt Nam chủ yếu bao gồm dầu thô (11%), dệt may (15.9%), giày dép (7.1%) và thủy sản (7.4%), trong khi nhập khẩu chủ yếu là tư liệu sản xuất, chiếm tới 93% tổng kim ngạch Mặc dù tỷ trọng hàng tiêu dùng chỉ khoảng 6-7%, danh mục hàng hóa nhập khẩu rất đa dạng, dẫn đến việc quản lý nhập khẩu trở nên phức tạp Việc nhập khẩu thực phẩm và hàng xa xỉ như xe hơi, đồ dùng hàng hiệu không hợp lý với lợi thế nông nghiệp của Việt Nam Cấu trúc công nghiệp còn mất cân đối và thiếu bền vững, đặc biệt là ngành công nghiệp phụ trợ yếu kém, ảnh hưởng lớn đến tỷ lệ mậu dịch, đang có xu hướng giảm Khi tỷ lệ mậu dịch giảm, người tiêu dùng có xu hướng chọn hàng ngoại nhập thay vì hàng nội địa, gây áp lực lên giá cả và thu nhập Nếu không cải thiện cơ cấu xuất nhập khẩu, Việt Nam sẽ tiếp tục đối mặt với tình trạng nhập siêu.

Hình 4.4: Tỷ lệ mậu dịch của Việt Nam giai đoạn 2000 – 2012

Nguồn UNCTAD [http://unctadstat.unctad.org/ReportFolders/reportFolders.aspx]

Tỷ lệ nhập khẩu đang giảm dần là xu hướng chung của nhiều quốc gia trong khu vực, bao gồm cả Việt Nam Thái Lan, quốc gia đứng đầu thế giới về xuất khẩu gạo, cũng ghi nhận sự giảm sút trong tỷ lệ mậu dịch Mặc dù Singapore là một quốc gia phát triển và có tỷ lệ nhập khẩu cao do điều kiện địa lý, Campuchia và Philippines cũng đáng được nhắc đến trong bối cảnh này.

Bảng 4.2 Tỷ lệ mậu dịch của một số nước trong khu vực (2000 – 2012)

Nguồn tổng hợp của tác giả từ UNCTAD

Nợ nước ngoài của Việt Nam đã tăng nhanh trong những năm gần đây, với tỷ lệ nợ nước ngoài so với GDP từ mức trung bình 19-20% giai đoạn 2000-2012 lên tới 33% trong năm 2011-2012 Hiện tại, nợ nước ngoài chiếm khoảng 30% trong cơ cấu nợ công, dẫn đến tổng nợ công gia tăng Việc vay nợ gia tăng nhưng hiệu quả sử dụng vốn đầu tư kém đã tạo ra gánh nặng nợ, gây ra rủi ro thanh khoản và khó khăn trong việc tiếp cận nguồn vốn Khủng hoảng nợ Châu Âu là một ví dụ điển hình cho tình trạng này.

Hình 4.5: Nợ nước ngoài của Việt Nam (% GDP) 2000-2012

Nguồn ADB [http://www.adb.org/data/main]

Việt Nam đã ghi nhận tỷ lệ tổng nợ nước ngoài cao hơn so với nhiều quốc gia châu Á khác như Ấn Độ, Thái Lan và Indonesia từ năm 2006 Trong khi các quốc gia này có xu hướng giảm nợ, Việt Nam lại chứng kiến tỷ lệ nợ tăng gần gấp đôi so với năm 2000 Mặc dù tỷ lệ nợ không phải là vấn đề quá nghiêm trọng, nhưng sự gia tăng nhanh chóng của nợ nước ngoài, đặc biệt trong bối cảnh khủng hoảng nợ công ở Châu Âu và nền kinh tế gặp khó khăn, đã tạo ra những lo ngại đáng chú ý.

Hình 4.6: Nợ nước ngoài của một số quốc gia châu Á (%GDP)

Nguồn tổng hợp từ ADB [http://www.adb.org/data/main]

Tỷ lệ nợ nước ngoài ngắn hạn của Việt Nam đang có xu hướng gia tăng, hiện đạt khoảng 11% trong năm nay.

Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu

Nghiên cứu áp dụng kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) và Phillip-Perron (PP) để đánh giá tính dừng của các biến đầu vào Kết quả cho thấy biến FI là chuỗi dừng với giá trị thống kê t là -3.623738, lớn hơn giá trị tới hạn 5% là -2.919952 Ngược lại, các biến RER, OPEN, TOT, GEXP, và FD không dừng ở mức ý nghĩa 5%, vì giá trị kiểm định nhỏ hơn giá trị bác bỏ Khi tiếp tục kiểm định ADF hoặc PP cho các biến ở sai phân bậc nhất I(1), toàn bộ các chuỗi đều dừng tại mức ý nghĩa 5%.

Mô hình sẽ được ước lượng với sai phân bậc nhất I(1) cho các biến D(RER), D(OPEN), D(TOT), D(GEXP), FI, và D(FD), khi ADF hoặc PP lớn hơn giá trị tới hạn ở mức 5% (Xem chi tiết ở bảng 4.3)

Bảng 4.3 Kết quả kiểm định tính dừng

Kết quả thống kê kiểm định nghiệm đơn vị

Hằng số Hằng số và xu hướng

Giá trị thống kê theo ADF hoặc PP

D(TOT) Có Có -3.798941 (PP) -2.921175(PP)

D(GEXP) Có Không -36.63340 (PP) -2.921175(PP)

Nguồn tính toán của tác giả

Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình

Bảng 4.4 Ma trận hệ số tương quan cho các biến trong mô hình hồi quy

DRER DRER1 DOPEN DTOT DGEXP FI DFD

Tính toán của tác giả

Cột (1) trong bảng 4.4 cho thấy mối tương quan giữa tỷ giá hối đoái thực và các biến độc lập trong mô hình hồi quy Hệ số tương quan giữa mở cửa thương mại và tỷ giá hối đoái thực đạt khoảng 0.405, cho thấy sự tác động tích cực của mở cửa thương mại đến tỷ giá này Ngược lại, các biến độc lập khác như tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngoài và vay nợ nước ngoài lại có ảnh hưởng tiêu cực đến tỷ giá hối đoái thực Ma trận hệ số tương quan cũng xác nhận mối quan hệ tích cực giữa mở cửa thương mại và tỷ giá hối đoái thực, điều này sẽ được phân tích sâu hơn trong các kết quả tiếp theo.

Kết quả hồi quy giữa tỷ giá hối đoái thực và mở cửa thương mại

Hình 4.8: Hồi quy giữa tỷ giá hối đoái thực và mở cửa thương mại

Nguồn tính toán của tác giả

Hình vẽ 4.8 minh họa mối quan hệ tuyến tính giữa tỷ giá hối đoái thực và độ mở cửa thương mại của Việt Nam, cho thấy sự tương quan tích cực giữa hai biến này Mặc dù chỉ là mô hình hồi quy đơn giản với hai biến, nhưng nó rất quan trọng cho các ước lượng tiếp theo và giúp giải thích kết quả nghiên cứu một cách rõ ràng hơn.

4.5 Kết quả ƣớc lƣợng từ mô hình GMM

Nghiên cứu này áp dụng kỹ thuật ước lượng Generalized Method of Moments (GMM) để ước lượng phương trình tỷ giá hối đoái thực, với lợi thế nổi bật là GMM có khả năng kiểm soát hiện tượng nội sinh của biến phụ thuộc trễ và các yếu tố nội sinh tiềm ẩn của các biến giải thích khác trong mô hình.

(Judson and Owen, 1999) Độ trễ của các biến độc lập (biến nội sinh) được sử dụng như là biến công cụ

Để xác định biến công cụ, trước tiên cần tìm ra những biến có thể sử dụng, nhằm giải quyết vấn đề tương quan giữa biến phụ thuộc Y t-1 và sai số ngẫu nhiên e t Biến công cụ Zt phải có hai đặc điểm: thứ nhất, nó cần có cộng tuyến cao với biến Yt-1 mà nó thay thế; thứ hai, Zt không được tương quan với sai số et Nếu không thể tìm ra biến công cụ, theo nghiên cứu của Liviatan, sẽ gặp khó khăn trong việc phân tích.

Năm 1963, có thể sử dụng độ trễ của các biến độc lập làm biến công cụ và áp dụng kiểm định J-Sargan để đánh giá mức độ phù hợp của các biến công cụ cũng như mô hình sử dụng Để biến công cụ có hiệu lực, số lượng biến công cụ cần phải lớn hơn hoặc bằng số biến trong mô hình Tuy nhiên, nghiên cứu của Liviatan gặp phải hạn chế do hiện tượng đa cộng tuyến giữa Xt và Xt-1 trong hệ phương trình đồng thời, dẫn đến khả năng tương quan cao giữa các giá trị nối tiếp trong chuỗi thời gian kinh tế.

Bảng 4.5 Kết quả của phương trình hồi quy (1) bằng phương pháp GMM

Method: Generalized Method of Moments

Linear estimation with 1 weight update

Estimation weighting matrix: HAC (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000)

Standard errors & covariance computed using estimation weighting matrix

Instrument specification: C DOPEN DRER1 DGEXP DFD FI DTOT OPEN(-1) OPEN(-2) TOT(-1) TOT(-2) FD(-1) FD(-2) FI(-1) FI(-2) GEXP(-1) GEXP(-2)

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

R-squared 0.397762 Mean dependent var -0.005334 Adjusted R- squared 0.313729 S.D dependent var 0.031591 S.E of regression 0.026170 Sum squared resid 0.029450 Durbin-Watson stat 1.791421 J-statistic 9.082478

Nguồn tính toán của tác giả

Bảng 4.6: Kết quả ước lượng bằng phương pháp GMM cho các phương trình

Nguồn tính toán của tác giả

Chú ý rằng giá trị trong dấu ngoặc đơn dưới hệ số hồi quy là giá trị thống kê t, trong khi giá trị trong dấu ngoặc vuông [ ] là p-value tương ứng Thống kê t có ý nghĩa ở mức 5% và 10% được biểu thị bằng các ký hiệu * và **.

** D tượng trưng cho sai phân bậc 1 của các biến (1) biểu thị cho độ trễ của biến

Kết quả về tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đoái thực được trình bày trong bảng 4.6, với các cột thể hiện kết quả từ các phương trình hồi quy sử dụng phương pháp GMM Cột (1) cho thấy hồi quy ban đầu với tỷ giá hối đoái thực là biến phụ thuộc và các biến độc lập bao gồm mở cửa thương mại, tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngoài, nợ nước ngoài và độ trễ của tỷ giá hối đoái thực Cột (2) chỉ bao gồm mở cửa thương mại và độ trễ của biến phụ thuộc Cột (3) mở rộng với độ mở cửa thương mại, tỷ lệ mậu dịch và độ trễ của biến phụ thuộc Các cột (4), (5), (6) lần lượt trình bày hồi quy với mở cửa thương mại, độ trễ của tỷ giá hối đoái thực và các biến chi tiêu của chính phủ, đầu tư trực tiếp nước ngoài, nợ nước ngoài Cuối cùng, các cột (7), (8) khảo sát tác động của các cặp biến như tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ và đầu tư trực tiếp nước ngoài, nợ nước ngoài lên tỷ giá hối đoái thực Nghiên cứu cũng đã thực hiện thay đổi trong các biến độc lập nhằm kiểm tra tính bền vững của kết quả.

Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa mở cửa thương mại và tỷ giá hối đoái thực ở Việt Nam, với giá trị thống kê t đạt 4.735376, lớn hơn giá trị t 0.025 là 2.012896 Trong khi đó, các biến như tỷ lệ mậu dịch, chi tiêu của chính phủ và đầu tư trực tiếp nước ngoài lại có tác động ngược chiều đến tỷ giá hối đoái thực Nợ nước ngoài không có ảnh hưởng đáng kể về mặt thống kê Các biến độc lập giải thích khoảng 39,8% sự biến động của tỷ giá hối đoái thực, trong khi 60,2% còn lại chưa được giải thích do sai số hoặc các yếu tố vĩ mô khác Giá trị Dubin-Watson gần 2 cho thấy mô hình không có tự tương quan Kiểm định Sargan cho thấy p-value đạt 52,4%, lớn hơn mức ý nghĩa 10%, khẳng định rằng các biến công cụ trong mô hình là phù hợp.

Trong mô hình hồi quy ở cột (2), chỉ còn hai biến độc lập là độ mở cửa thương mại và độ trễ của biến phụ thuộc, với thống kê t đạt 3.937864, cho thấy độ mở cửa thương mại tác động cùng chiều đến tỷ giá hối đoái thực Tuy nhiên, giá trị R² chỉ khoảng 12%, cho thấy rằng tác động của mở cửa thương mại không đủ để giải thích sự biến động của tỷ giá hối đoái thực Do đó, cần đưa vào mô hình hồi quy nhiều biến kinh tế vĩ mô khác để có cái nhìn toàn diện hơn về tỷ giá hối đoái thực.

Hệ số ước lượng mở cửa thương mại ở các cột khác cũng cho thấy ý nghĩa thống kê, khẳng định tác động tích cực của mở cửa thương mại đối với tỷ giá hối đoái thực Ngoài ra, giá trị Dubin cũng góp phần củng cố kết luận này.

Watson (DW) ở các cột đều gần với giá trị 2, cho thấy mô hình không có tự tương quan Do đó, ước lượng tác động của độ mở cửa thương mại đến tỷ giá hối đoái thực là bền vững.

Nghiên cứu cho thấy mở cửa thương mại có thể làm suy yếu giá trị thực của đồng nội tệ ở các nước đang phát triển, điều này được xác nhận bởi các tác giả như Edwards (1993), Elbadawi (1994), và Hau (2002) Đặc biệt, Việt Nam, với chính sách mở cửa thương mại từ năm 1986 và gia nhập WTO vào năm 2006, đang thực hiện cắt giảm thuế quan theo cam kết quốc tế Sự gia tăng nhập khẩu dẫn đến hai hiệu ứng: hiệu ứng thay thế và hiệu ứng thu nhập, làm tăng cầu về hàng hóa nước ngoài và gây áp lực lên cán cân thương mại, từ đó làm giảm tỷ giá hối đoái thực Mặc dù thu nhập tăng có thể dẫn đến việc chi tiêu nhiều hơn cho hàng hóa nước ngoài, nhưng việc mở cửa thương mại sâu rộng cũng gây ra thách thức lớn cho nền kinh tế trong nước, đặc biệt trong lĩnh vực tài chính, khiến các cơ quan chính sách gặp khó khăn trong việc ổn định giá trị thực của đồng nội tệ.

Tỷ giá hối đoái thực chịu ảnh hưởng ngược chiều từ tỷ lệ mậu dịch, cho thấy hiệu ứng thu nhập vượt trội hơn hiệu ứng thay thế Khi tỷ lệ mậu dịch tăng, tài khoản vãng lai sẽ được cải thiện, dẫn đến tăng thu nhập và chi tiêu trong nước Để duy trì sự cân bằng bên trong và bên ngoài, cần có sự gia tăng giá hàng hóa nội địa hoặc tỷ giá danh nghĩa.

Hệ số ước lượng cho thấy có mối quan hệ ngược chiều giữa chi tiêu chính phủ và tỷ giá hối đoái thực, điều này trái ngược với nghiên cứu của Zakaria M và Ghauri B.A (2011), cho rằng hai yếu tố này có mối quan hệ cùng chiều Đối với Việt Nam, chi tiêu của Chính phủ chủ yếu tập trung vào hàng hóa phi mậu dịch, dẫn đến việc tăng áp lực cầu nội địa và làm gia tăng giá tương đối của hàng hóa phi ngoại thương, qua đó làm giảm tỷ giá hối đoái thực.

Nợ nước ngoài tại Việt Nam có tác động tích cực đến tỷ giá hối đoái thực, chủ yếu được sử dụng cho tiêu dùng hàng hóa phi thương mại, từ đó làm tăng tỷ giá hối đoái thực và cải thiện cán cân thương mại Tuy nhiên, kết quả này không có ý nghĩa thống kê rõ ràng Ngược lại, đầu tư trực tiếp nước ngoài lại làm giảm giá trị đồng nội tệ, nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và 10%, không đạt được ý nghĩa ở mức 1%.

Kết quả ƣớc lƣợng từ mô hình GMM

Nghiên cứu thực nghiệm về tác động của mở cửa thương mại đến tỷ giá hối đoái thực ở Việt Nam từ quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2012 cho thấy mở cửa thương mại có ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa thống kê, làm giảm giá trị VND Kết quả bền vững khi thay đổi các thông số trong mô hình và tỷ giá hối đoái thực cũng bị ảnh hưởng bởi các yếu tố ngoại sinh như tỷ lệ thương mại, chi tiêu chính phủ và đầu tư trực tiếp nước ngoài Nghiên cứu cung cấp bằng chứng cho các cơ quan chính sách trong việc đánh giá các yếu tố tác động đến tỷ giá hối đoái thực nhằm đưa ra chính sách thích hợp Để cải thiện tỷ giá hối đoái thực, Việt Nam cần đẩy mạnh xuất khẩu và nhập khẩu, đặc biệt với các mặt hàng có lợi thế như dệt may, giày da, đồ gỗ và nông sản, thông qua việc nâng cao chất lượng sản phẩm Đồng thời, phát triển ngành công nghiệp phụ trợ cũng là một giải pháp quan trọng để tăng giá trị gia tăng cho hàng xuất khẩu, khi mà giá trị xuất khẩu hiện tại đang giảm do phụ thuộc vào nguyên vật liệu nhập khẩu.