Ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đến XNK từ việt nam sang mỹ của các nhóm ngành được phân loại theo tiêu chuẩn SITC

Lýdochọnđềtài

Sản xuất và phân công lao động đạt đến một trình độ nhất định yêu cầu các quốc gia phải trao đổi hàng hóa để tối đa hóa hiệu quả sản xuất kinh tế Nhu cầu về hàng hóa và dịch vụ ngày càng đa dạng, dẫn đến việc cung ứng không còn diễn ra trong phạm vi quốc gia mà mở rộng ra cả thế giới Với nhu cầu cuộc sống và phát triển kinh tế, mỗi quốc gia đều có quan hệ kinh tế nhất định với các quốc gia khác Điều này thúc đẩy hoạt động thương mại và đầu tư quốc tế không ngừng phát triển Từ thế kỷ XX trở lại đây, các loại hình quan hệ và hợp tác quốc tế trở nên đa dạng, ngoài mua bán, các nước còn chuyển tiền từ nước này sang nước khác để đầu tư, viện trợ và cho vay.

TừsaukhigianhậpWTOđếnnay,nềnkinhtếViệtNamngàycàngpháttriển,q u a n hệ hợptác,traođổithươngmạicủaViệtNamvàcácquốcgiatrênthếgiớingàyc à n g đượcđẩym ạnh.Chínhđiềuđóđãgópphầnthúcđẩyhoạtđộngxuấtnhậpkhẩudiễnramạnhmẽ.Đểgiữv ữngvịthếcủamìnhtrênthị trường kinhtếthếgiới,việcgiat ă n g xuấtkhẩusangcácquốcgialàmộttrongvấnđềưutiênhànhđầu. Tuynhiên,đểgia tăngxuấtkhẩu,bêncạnhviệcnângcaochấtlượnghànghóaxuấtkhẩuthì vấnđền ắmbắtcácyếutốcókhảnăngtácđộngđếnviệcxuấtkhẩucũnglàđiềuđặcbiệtcầnthiết Nhiềulýthuyếtvànghiêncứuchothấyrằng:tronghoạtđộngxuấtkhẩu,tỷgiál u ô n làvấn đềnhạycảm,đặcbiệtđốivớiViệtNam,khimàđồngtiềnthuvềtừhoạtđộngxuấtkhẩuluônlàđ ồngngoạitệ.

Mặtkhác,sovớicácquốcgiacóquanhệhợptácthươngmạivớiViệtNam,Mỹl à mộttron gcácđốitáccósảnlượngnhậpkhẩutừViệtNamchiếmtỷtrọnglớnvàcósốliệuhànghóanhậpk hẩutừViệtNamđượcthốngkêrõràngvàchitiếttheonhómn g à n h

Xuấtpháttừcácvấnđềthựctiễntrên,tácgiảlựachọnđềtài“Ảnhhưởngcủabiếnđộn gtỷgiáhốiđoáiđếnxuấtkhẩutừViệtNamsangMỹcủacácnhómngànhđ ượ cphânlo ạitheotiêuchuẩnSITC”nhằmđánhgiátácđộngcủabiếnđộngtỷgiáđếnxuấtkhẩuson gphương từViệtN a m sangMỹbằngmôh ì n h A RD L N g o à i tác độngcủatỷgiá,tácgiảc ònxemxéttácđộnglênxuấtkhẩucủayếutốkháclànhucầuc ủaMỹ(đolườngbằngtổngthunhậ pquốcnội)vàtỷgiáthựcsongphươngcủaViệtNamvàMỹ

Mụctiêunghiêncứu

Mụctiêuc ủabài ng hi ên cứulàki ểmtrathựcn gh i ệmmốiquanh ệg i ữab iếnđộn gtỷgiávàxuấtkhẩusongphươngtừViệtNamsangMỹ

Phương phápnghiêncứu

Bàinghiêncứusửdụngphươngphápkiểmđịnhgiớihạnphânbốtrễtựhồiqui(ARDL- Boundstesting)đểđánhgiátácđộngcủatỷgiáhốiđoáiđếnxuấtkhẩucủac á c nhómngà nhphânloạitheotiêuchuẩnSITCtrongngắnhạnvàtrongdàihạn

- Chương4:Trìnhbàycácmốiquan hệgiữaxuất khẩusong phươngtừViệtNams an g Mỹvớicácnhântố:biếnđộngtỷgiá,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹtrong ngắnhạnv à dàihạntừkếtquảmôhình.

Bêncạnh làmrõ mối quan hệgiữa biến độngtỷgiá và xuất khẩu song phươngtừViệtNamsangMỹ,bàinghiêncứucònxácđịnhtácđộngcủatỷgiáthựcvànhucầ uc ủaMỹđếnxuấtkhẩu.Kếtquảtừbàinghiêncóđónggóptíchcựctrongviệcđưarac ác c hínhsáchquantrọngđốivớitỷgiánhằm tăngtrưởngxuấtkhẩuvàgópphầntăngtrưởngkinhtếViệtNam.

Bêncạnhđó,kếtquảtừbàinghiêncứusẽgiúpcácdoanhnghiệpthấyđượcsựthayđổi củacácbiếnkinhtếvĩmôsẽtácđộngnhưthếnàođếnxuấtkhẩu,từđógiúpdoanhnghiệpcóc áinhìndàihạnvềtínhhìnhxuấtkhẩusắptớivàđưaracácchiếnlượcquantrọngđểgiữvững tăngtrưởngtronglợinhuậncủadoanhnghiệp.

- Yếtgiátrựctiếp:làphươngphápyếtgiámàtrongđólấytiềntrongnước(nộitệ)làm mộtđơnvịđểsosánhvớisốlượngtiềntệnướcngoài(ngoạitệ).Phươngphápyếtgiánàythườngd ùngởmộtsốquốcgianhưAnh,Mỹ,Úc.

 Tỷgiáhốiđoáithựclàtỷgiádanhnghĩađãđượcđiềuchỉnhtheogiátươngđốigiữacá cnước.Tỷgiánàytănglên,đồngtiềntrongnướcđượccoilàbị giảmgiáthựcsovớiđồngtiềnnướcngoàivàkhitỷgiánàygiảmthìđồngtiềntrong nướcđượccoilàbịtănggiáthựcsovớiđồngtiềnnướcngoài.

 Tỷgiáhốiđoáihiệulựclàtỷlệtrao đổigiữamộtđồngtiềnXvớinhiềuđồ ngt i ềnk h á c c ù n g l ú c ( t h ô n g t h ư ờ n g l à đ ồ ngt i ềnc ủac á c bạnh à n g th ươngmạilớn).Tỷgiánàyđượctínhdựatrêngiátrịbìnhquângiaquyềncủacáctỷg iásongphươnggiữađồngtiềnXvớitừngđồngtiềnkia.

 Tỷgiáhốiđoáichínhthức:donhànướcquiđịnh,hoặcdocảthịtrườnglẫnnh ànước quiđịnh.Vídụ:tỷgiábìnhquânliênngânhàng,tỷgiátínhthuếxuấtnhậpkhẩu.

 Tỷgiákhôngchínhthức(còngọilàtỷgiáhốiđoáisongsonghaytỷgiáchợđe n ) : doth ịtrườngquyếtđịnhvídụ:tỷgiáđổitiềntạicáccửahàngkinhdoanhvàngbạcng oạitệcủatưnhânhaykhiđổitiềntrongnhândân.

Kinhdoanhxuấtnhậpkhẩulàsựtraođổihànghoá,dịchvụgiữacácnướcthôngquahànhvi muabán.Sựtraođổihànghoá,dịchvụđólàmộthìnhthứccủamốiquanhệxãhộivàphảnánh sựphụthuộclẫnnhauvềkinhtếgiữanhữngngườ isảnxuấthànghoáriêngbiệtcủa cácquốcgiakhácnhautrênthếgiới.Vậyxuấtkhẩulàviệcbánhànghoá(hànghoácóthểlàhữu hìnhhoặcvôhình)chomộtnướckháctrêncơsởd ù n gtiềntệlàmđồngtiềnthanhtoá n.Tiềntệcóthểlàtiềncủamộttronghainướ choặclàtiềncủamộtnướcthứba(đồngtiềndùn gthanhtoánquốctế).

- Ảnhhưởngcủabiếnđộngtỷgiálênkimngạchxuấtkhẩu:Khitỷgiáhốiđ o á i giả m,giáđồngnộitệtănglên,lượngngoạitệthuvềtừhoạtđộngxuấtkhẩusẽg i ảmxuống,doanhthutừhoạtđộngxuấtkhẩutínhrađồngnộitệbịthuhẹp,xuấtkhẩu khôngđượckhuyếnkhíchhayxuthếchungthườnggặplàsútgiảmtronghoạtđộngxuất khẩu.Bêncạnhđó,khitỷgiáhốiđoáităng,giáđồngnộitệgiảmxuống,lượngnộitệnhậnđượckhiq uiđổitừlượngngoạitệthuvềđượcnhiềuhơn,kimngạchxuấtkhẩutănglên,kíchthíchhoạtđộngx uấtkhẩutăngtrưởngvàpháttriển.

- Ảnhhưởngcủabiếnđộngtỷgiálêncơcấuhàngxuấtkhẩu:Đốivớicơc ấumặth àngxuấtkhẩu,cácmặthàngnôngsản,sơchếdườngnhưnhạycảmhơnvớimọibiếnđộngtăn g,giảmcủatỷgiáhốiđoáisovớicácmặthàngnhưmáymóc,thiếtbịtoànbộ,xăngdầu… Lýdođưaranhằmgiảithíchchovấnđềnàylàdođộcogiãncủacác mặthàngnôngsản,sơchếđốivớigiá xuấtkhẩuhoặctỷgiáhốiđoáilàrấtcao,d o đâylàcácmặthàngcóthểthaythếđượctrongkhiđộcogi ãncủacácmặthàngmáymóc,thiếtbịtoànbộ,cácmặthàngkhôngthaythếđượcnhưxăng,dầu

… làrấtthấp.Tỷgiágiảmđikhiếngiáhàngxuấtkhẩutrởnêncaohơn,cácmặthàngdễbịthaythếl à danh mục đầu tiên bịloạira khỏi danh sáchsửdụng của người tiêudùng nước ngoàivàcácmặthàngnàycũngsẽmấtdầncơcấucácmặthàngxuấtkhẩu.Tráilại,khitỷgiá hốiđoáităng,cơcấumặthàngxuấtkhẩucóthểphongphúhơndotínhcạnhtranhvềgiá,sựtăng doanhthuxuấtkhẩukhiếnnhàxuấtkhẩuđadạnghóamặthàng… Đốivớicácmặthàngkhôngthểthaythếnhưxăngdầuthìtỷgiácótănghaygiảmcũngítả n h h ưởngđếncơcấucũngnhưtỷtrọngcácmặthàngnày.

- Ảnhhưởngcủabiếnđộngtỷgiá lên tínhcạnhtranhcủaxuấtkhẩu:Đốivớicạnhtranh vềgiáhàngxuấtkhẩu,mộtsựtănglên củatỷgiá hốiđoáisẽkhiếnhàngh ó a xuấtkhẩunướcnàytrởnêncạnhtranhdogiácảrẻhơn,ngượclạinếugiá đồngnộitệtăngtứctỷgiáhốiđoáigiảmsẽkhiếngiáhàngxuấtkhẩutrởnênđắthơn,tínhcạnht r a n h vìthếsẽgiảmđi.Trongcùngmộtthịtrườngtiêuthụ,nếuchấtlượnghànghóan h ưnh authìxuhướngchungcủangườitiêudùnglàsẽsửdụngsảnphẩmnàorẻhơn.V à giảsửchiphísả nxuấttạicácquốcgiaquyvềcùngmộtđồngtiềnlàngangnhauthìnướcnàocómứcgiảmtỷgiáđồ ngtiềnnướcmìnhsovớigiánộitệcủathịtrườngtiêu thụlớnhơnthìtínhcạnhtranhvềgiácủanướcđócaohơn,nướcđócócơhộipháttriểnxu ấtkhẩunhiềuhơn.

Tómlại,giáđồngnộitệgiảmcólợichoxuấtkhẩu,giáđồngnộitệtăngngượclạisẽgâyb ấtlợi.Xuhướngnàyhầunhưđúngđốivớicácquốcgiathựcthichếđộtỷg i á thảnổihoặcthảnổi cóquảnlý,nơitỷgiádanhnghĩasáthoặctiếnsátgiátrịthực.Còn đốivớicácquốcgiatheoc hếđộtỷgiácốđịnh,việcgiảm/tăngtỷgiáchínhlàgiảm/tăngtỷgiádanh nghĩa, khôngphảitỷgiáthực Dođó,nếumột sựtăngtỷgiáhốiđ o á i màvẫnkhiếntỷgiádanhnghĩathấphơntỷgiáthựcthìđồngnộitệvẫnbịxe m làđịnhgiácáohơngiátrịthực,tácdụngthúcđẩyxuấtkhẩusẽkhôngnhiều.

CÁCN G H I Ê N CỨUT H ỰCN G H I ỆMVỀMỐIQ U A N HỆT Ƣ Ơ N

SựthayđổitừtỷgiácốđịnhsangtỷgiáthảnổilinhhoạtởChâuÂunăm1973l à m chosự quantâmvềmốiquanhệgiữabiếnđộngtỷgiávàsựthayđổithươngmạingàycànglớn.Mặtkh ácsựbiếnđộngtỷgiádẫnđếnsựkhôngchắcchắnvềgiácủac ác nhàxuấtnhậpkhẩucũngn hưkhoảntiềnhọsẽnhậnhoặctrảtrongtươnglai.Cụthểhơn,dohầuhếtcáchợpđồngthươn gmạichophépviệcthanhtoántrễsovớithờig i a n giaohàngmànhàsảnxuấtkhôngchắcchắ nvềkhoảnnộitệnhậnđượctừlượngngoạitệquiđổitrongtươnglai.Vìsựkhôngchắcchắn nàynênnhiềunhàxuấtkhẩuchuyểntừthịtrườngnướcngoàisangthịtrườngtrongnước, dođósẽlàmgiảmkimngạchxuấtkhẩu.Lậpluậnchomốiquanhệtươngquanâmnàyđãđượ cchứngminhbởinhiềunghiêncứuthựcnghiệmsau:

Năm1973, Ethier đãđiđầu trongviệc thựchiệnnghiêncứuvềmốiquanhệgiữabiếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩu.KếtquảnghiêncứucủaEt hierchothấycómốiquanhệt ư ơ n g quanâmgiữasựkhôngchắcchắncủatỷgiáhốiđoáivớixuất khẩu của côngty,nếumộtcôngtykhôngcóphươngánphòngngừachosựkhôngchắcchắnnày,trong tươnglaidoanhthucủahọsẽgiảm.NghiêncứucủaEthiercũngchỉrarằng,cáccôngtycóthểgi ảmsựảnhhưởngnàybằngviệcthamgiacáchợpđồngkỳhạn.

Năm 1993, nghiên cứu của Chowdhurry đã chỉ ra tác động của biến động tỷ giá đến dòng chảy thương mại của các nước G7 Tác giả tập trung vào mối quan hệ dài hạn giữa biến động tỷ giá và dòng chảy thương mại, sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM để kiểm tra Kết quả cho thấy có sự tương quan âm giữa dòng chảy thương mại và biến động tỷ giá, nguyên nhân được giải thích là do sự ngại rủi ro của những người tham gia thị trường Khi biến động tỷ giá tăng, các nhà đầu tư thường chuyển hướng giao dịch từ thị trường quốc tế sang các giao dịch trong nước để giảm thiểu rủi ro do biến động tỷ giá mang lại.

Năm 1998, Stilianos Fountas và Donal Bredin đã nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu từ Ireland đến Anh trong ngắn hạn và dài hạn Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa sự thay đổi giá và thu nhập quốc gia ảnh hưởng đến xuất khẩu cũng được tác giả đưa vào mô hình Mối quan hệ dài hạn được kiểm tra thông qua phương pháp kiểm định đồng liên kết và mô hình ECM Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng mặc dù trong dài hạn, mối quan hệ giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá không có ý nghĩa, nhưng trong ngắn hạn, sự biến động của tỷ giá có mối tương quan âm đến kim ngạch xuất khẩu của Ireland Nghiên cứu cũng cho thấy sự thay đổi giá cả và thu nhập quốc gia có tương quan với xuất khẩu của Ireland trong dài hạn.

Tiếpđếnnăm2002,nghiêncứucủaVergilcũngchothấymốiquanhệngượcchiề ugiữaxuấtkhẩuvàbiếnđộngtỷgiá.Trongnghiêncứunày,tácgiảxemxétmốiq u a n hệgiữa biếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩutừThỗNhĩKỳsangMỹ,Đức,PhápvàÝ.T ư ơn g tựcácnghiêncứ utrước,môhìnhECMvàkỹthuậtkiểmtrađồngliênkếtcũngđượcsửdụngđểkiểmtramốiqua nhệtrongngắnhạnvàdàihạngiữacácbiến.Mối quanhệnghịchgiữabiếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩutrongdàihạnđượctìmthấytrongmốiquan hệcủaThổNhĩKỳvớiĐức,Pháp,Mỹ.Trongngắnhạn,sựbiếnđộngtỷgiáhốiđoáicótácđộng ngượclênxuấtkhẩutừThổNhĩKỳsangĐức.Cáctrườnghợpc ò n lạiđềukhôngcóýnghĩat hốngkê.

Cũngtrongthờigiannày,nghiêncứucủatácgiảDeVitavàAbbot(2004)vềmối quan hệgiữabiến độngtỷgiávàxuấtkhẩutừAnhsang cácquốcgiaEUcũngchokếtquảtươngtự.Sựtiếnbộcủanghiêncứunàylàtácgiảkhôngđit heolốimònvềp h ư ơn gphápnghiêncứucủacáctácgiảtrướcđâymàtácgiảsửdụngphư ơngphápk i ểmđịnhgiớihạnARDL.Ưuđiểmcủaphươngphápnàylànócóthểướclượngcảhệs ốtươngquantrongngắnhạnvàdàihạntrongtrươnghợpmẫunhỏ.Kếtquảnghiênc ứusựbiế nđộngtỷgiá chỉcáctácđộngngượclênxuấtkhẩutừAnhsangcácquốcgiaE U trongdàihạn,còntrongngắnhạ nmốiquanhệnàylàkhôngcóýnghĩa.

Myint Moe Chit và các cộng sự (2010) thực hiện nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu giữa các nước Đông Á và 13 quốc gia công nghiệp Nghiên cứu sử dụng nhiều phương pháp đo lường tỷ giá như GARCH, trung bình trượt của độ lệch chuẩn, và độ lệch chuẩn của bốn quý và tám quý Mối quan hệ dài hạn giữa xuất khẩu và các biến số được kiểm định qua kiểm định nghiệm đơn vị trên dữ liệu bảng và kiểm định đồng liên kết Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ tương quan âm giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu thực của các quốc gia mới nổi thuộc khu vực Đông Á Bên cạnh đó, mức độ cạnh tranh của các quốc gia cũng được đưa vào nghiên cứu, kết quả chỉ ra rằng quốc gia có mức độ cạnh tranh cao hơn sẽ có xuất khẩu cao hơn Nghiên cứu cũng đề xuất các quốc gia mới nổi nên tập trung ổn định tỷ giá đối với các đối tác thương mại lớn, thay vì theo đuổi chính sách tỷ giá trong khu vực, ít nhất là trong ngắn hạn.

Nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu đã được thực hiện nhiều ở các nước phát triển, nhưng ít được đề cập ở các quốc gia đang phát triển Năm 2010, Aliyu thực hiện nghiên cứu tại Nigeria, trong đó xem xét tác động của biến động tỷ giá hối đoái, biến động của đồng USD, điều kiện thương mại của Nigeria và chỉ số độ mở cửa Sử dụng mô hình VECM và dữ liệu theo quý trong hai mươi năm, kết quả cho thấy biến động tỷ giá hối đoái làm giảm xuất khẩu (không bao gồm dầu mỏ) ở Nigeria 3.65%, trong khi biến động tỷ giá USD làm xuất khẩu (không bao gồm dầu mỏ) tăng 5.2% Cùng năm, Tahir Mukhtar và Saquib Jalil Malik cũng tiến hành nghiên cứu tại Ấn Độ, Pakistan và Sri Lanka Kết quả cho thấy tỷ giá hối đoái có mối tương quan dương cả trong ngắn hạn và dài hạn với xuất khẩu, đồng thời sự ổn định trong tỷ giá hối đoái sẽ thúc đẩy hoạt động xuất khẩu của các quốc gia này.

NghiêncứucủaKalaivanivàc ộngs ự(2013)đolườngmốiquanhệgiữabiếnđộn gtỷgiávàtăngtrưởngtrongxuấtkhẩuở ẤnĐộquamôhìnhARDL.Mụcđíchcủan g h i ê n cứunhằmxácđịnhmốiquanhệtrongngắnhạn và dàihạn giữaxuấtkhẩuthực,biếnđộngtỷgiá,sảnxuấttiêudùngròngvàcáchoạtđộngkinhtếcủanướcngo ài.

MốiquanhệngắnhạnđượctácgiảđolườngbằngmôhìnhECM.Kếtquảnghiêncứuchothấy: biếnđộngtỷgiácótươngquanâmcảtrongngắnhạnvàdàihạnđếnxuấtkhẩuthực(nghĩalàk hitỷgiábiếnđộngmạnh,xuấtkhẩucủaẤnĐộsẽgiảm);tỷgiáthựccómốitươngquanâmvớixuất khẩu thực trongngắn hạn vàtươngquanâmtrong dàihạntrongkhiGDPcótươngquandươngvớixuấtkhẩuthựctếcủaẤnĐộtrongdàihạn nhưnglạikhôngcóýnghĩatrongngắnhạn.Ngoàira,cáchoạtđộngkinhtếnướcngoàicó tươngqua nâmtrongngắnhạnnhưnglạicótươngquandươngtrongdàihạn.

Từ năm 1990, nhiều nghiên cứu đã chỉ ra sự tồn tại mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu Mối quan hệ này cho rằng sự biến động của tỷ giá hối đoái có thể dẫn đến hai tác động ngược chiều, cụ thể là tác động thay thế và tác động thu nhập Cụ thể, khi tỷ giá tăng, doanh nghiệp xuất khẩu có thể gặp khó khăn do giá xuất khẩu cao hơn, trong khi đó, tác động thu nhập có thể dẫn đến việc tăng doanh thu từ xuất khẩu Nghiên cứu của Fanke (1991) đã chứng minh rằng các doanh nghiệp xuất khẩu sẽ được hưởng lợi từ biến động tỷ giá, và xuất khẩu sẽ diễn ra thuận lợi hơn trong điều kiện biến động tỷ giá.

Năm1994,QuianvàVarangisthựchiệnnghiêncứuvềmốiquanhệgiữabiếnđộngt ỷgiávà xuất khẩuởmộtsốquốc giapháttriểnởcảChâu ÁvàChâuÂu.Đểcáchệsốtươngquanthuđượctừnghiêncứuhiệuquảhơnvàtránhhiệntượng hồiquigiảmạo,tácgiảsửdụngmôhìnhARCH- inmean.Điềubấtngờtrongnghiêncứunàylàsựtươngquangiữabiếnđộngtỷgiávàxuấtk hẩukhônggiốngnhauởcácquốcgia.Nh ư mốitươngquanđượctìmthấygiữabiếnđộngtỷgi ávàxuấtkhẩuởCanada,

NhậtBảnvàÚclàâm(HệsốtươngquanởCanadavàNhậtcóýnghĩathốngkê),trongkhiđómố iquanhệnàylạicósựtươngquandươngởThụyĐiển,AnhvàHàLan(Hệsốtư ơng quanởA nhvàThụyĐiểncóýnghĩathốngkê).Kếtquảnghiêncứucũngcho thấy,1 0 % s ựg i a t ă n g c ủ ab i ếnđ ộ ngtỷg i á s ẽl à m g i á t r ịx u ấtk h ẩug i ảm7 4 % ở C a n n a d a hoặctăng5%ởThụyĐiển.

Nghiên cứu của Vixathep và cộng sự (2007) đã phân tích tác động của biến động tỷ giá hối đoái đến kim ngạch xuất khẩu từ các quốc gia Đông Nam Á như Hồng Kông, Hàn Quốc, Singapore và Thái Lan sang Mỹ và Nhật Bản Điểm nổi bật của nghiên cứu là dữ liệu được thu thập theo tháng, sử dụng chỉ số sản xuất công nghiệp thay vì tổng thu nhập quốc nội Kết quả cho thấy mối quan hệ dài hạn có ý nghĩa thống kê trong xuất khẩu từ Hàn Quốc và Singapore sang Mỹ, cũng như xuất khẩu từ Thái Lan và Hàn Quốc sang Nhật Bản Mối quan hệ dương trong xuất khẩu từ Hồng Kông và Singapore sang Nhật Bản, trong khi mối quan hệ ngắn hạn cho thấy sự tương quan âm trong xuất khẩu từ Hồng Kông và Hàn Quốc sang Mỹ và Nhật Bản, ngoại trừ Hồng Kông.

Năm2007,AriefBustamanvàK a n k e s u Jayanthakumaranthựchiệnnghiêncứuvềm ốiquanhệgiữabiếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩucủa18nhómsảnphẩmxuấtkhẩubằngmôhìnhA RDL.BàinghiêncứuđolườngbiếnđộngtỷgiábằngmôhìnhARDL.Kếtquảnghiêncứuchoth ấy

14/18nhómsảnphẩmcómốiquanhệđồngliênkếtgiữabiếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩu,trongđ ó2/18nhómsảnphẩmđượctìmthấycómốit ư ơ n g quanâmvà4/18nhómsản phẩmcótươngquandươnggiữabiếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩutrongdàihạn.Kếtquảtrongng ắnhạnchothấytấtcảcáchệsốECMđềumangdấuâmvàcóýnghĩathốngkêcao.Mặcdùkết quảnghiêncứuchothấytrongdàihạnmốitươngquangiữabiếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩuphụ thuộcvàonhómhàngh ó a xuấtkhẩu,tuynhiênđasốđềuủnghộquanđiểmrằngtỷgiábiếnđộng caosẽdẫn đếnchiphícaovàlàmgiảmxuấtkhẩu.Tácđộngcủasựkhôngchắcchắncủatỷgiáhốiđoái đếnsảnxuấtvàxuấtkhẩuphụthuộcvàomứcđộengạirủirocủanhàxuấtkhẩu.

NghiêncứucủaFlorianVerheyen(2012)vềmốiquanhệgiữabiếnđộngtỷgiáv à xuất khẩucủabảyquốcgiasửdụngđồngEurosangMỹchothấycósựtồntạicảmốiquanhệtương quandươngvàtươngquanâmcủahaibiếnsốnày.Trongnghiêncứu,tácgiảsửdungkiểmđị nhgiớihạnARDLđểkiểmtramốiquanhệgiữabiếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩucủa9nhómsảnphẩ mthươngmạiđượcphânchiatheotiêuchuẩnSI TC của7quốcgia.Cácbiếnsốđượctácgiảsử dụngtrongnghiêncứubaogồm:biếnđộngtỷgiádanhnghĩađolườngbằngphươngphápbìnhqu ântrượtcủađộlệchchuẩnv à môhìnhGARCH(1;1);sảnlượngquốcgiacủaMỹđãđiềuchỉn htheomùa,xuấtkhẩuthực.Điểmtiếnbộcủanghiêncứulàdữliệuđượclấytheothángnênkếtq uảđolườngsẽchínhxáchơncácnghiêncứukhác.

Mặtkhác,dosửdụngnhiềuphươngphápđolườngbiếnđộngtỷgiánênbàinghiêncứucủatác giảsẽcósựsosánhvềkếtquản gh iên cứu.Kếtquảnghiêncứucủatácgiảchothấytrong86tr ườnghợpnghiêncứucó10trườnghợpcómối tươngquan dương,33trường hợptươngquanâm,cáctrườnghợpcònlạikhôngcóýnghĩa.

Phươngp hápđolườ ngbiếnđộ ngtỷgiá Quốcgia

Tương quand ƣơngc óýnghĩ athốn gkê

Tương quanâ mcóýn ghĩathố ngkê

Exchange Rate Volatility andexportsfromE a s t AsianC o u n t r i e s toJapanandU.S Đồngliê nkếtvà ECM

Estimatingtheimpact ofexchangeratevolat ilityonexports:evide nce fromAsiancountries Đồngliê nkết

Impactofexchangerat evolatilityonIndones ia’strade performanceinthe199 0s’ Đồngliê nkết

Exchangeratepass- through,exchangerat evolatility,andth ei r i mpacts onexport:evidencefro mIndonesiandata

Theimpactofexchan geratevolatilityoni ndonesia’sexporttoth eUSA:Anapplication ofARDLboundtesting procedure

ExchangeRateVolati lityandExports:Ne wEmpiricalevidence fromtheEmergingEa stAsianEconomies

Kiểmđị nhnghi ệmđơn vịvàđồn gliênkểt

Trungbìn htrượtcủa độlệchch uẩn,Garc h…

Exchangeratevolatil ityandindustrytrade BetweentheUS&K orea ARDL

Phươngp hápđolườ ngbiếnđộn gtỷ giá

Tươngq uandươ ngcóýng hĩathống kê

Exchangeratevolatilityan dforeigntrade:evidencef romthirteenLDCs Đồngliê nkết

Exchangeratevolatility, exchangerateregime,an dtradevolume:evidencef romtheUK-

Exchangeratevolatilityan dIrish-UKtrade:1979- 1992’,A p p l i e d Econo mics Đồngliê nkết(En gle- Grange rtest)

Doesexchangeratevolat ilitydepressexportflo ws:thecaseofLDCs’ Đồngliê nkết

Realexchangeratevolat ilityandUSExports:a nARDLboundstestinga pproach ARDL

Theeffectsofexchang eratevolatilityonpric ecompetitivenessan dtradevolumesintheU K: adisaggregatedappr oach

ExchangeRateVolatili tyandExportTradeinNi geria:AnEmpiricalInv estigation

3.1 PHƯƠNGPHÁPNGHIÊNCỨU Đểxemxéttácđộngcủabiếnđộngtỷgiáhốiđoái,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹđếnxuấtk hẩusongphương từViệtNamsangMỹ,bàinghiênc ứusửd ụngphương p h á p kiểmđị nhgiớihạnphânbốtrễtựhồiqui(ARDL-Boundstesting)

MôhìnhARDLđượcpháttriểnbởiPesaranvàShinnăm1999,sauđótiếptụcđ ư ợ c mởrộngthêmbởiPesaranvàcáccộngsựvàonăm2001.MôhìnhARDLđượcsửdụngnhằ mnắmbắtsựtácđộngvàphụthuộclẫnnhaucủanhiềuchuỗithờigian.M ô hìnhnàylàsựkết hợpcủamô hìnhVARvàmôhình hồiquithông thường.ARDLlà môhìnhlinhhoạtvàdễsửdụngchoviệcphântíchcácchuỗithờigianđabiế n.ƯuđiểmnổitrộicủamôhìnhARDLlànócóthểsửdụngchodữliệubaogồmhỗnhợpbiến chuỗithờigiandừngởcácbậckhácnhau(cụthểlàI(0)vàI(1)).Thứhailàmôhìnhcóthểư ớclượngcácnhântốcảtrongngắnhạnvàdàihạnmộtcáchđồngthời,bằngphươngtrìnhđ ơngiảnvàdễthựchiện.Thứbalàmôhìnhcóthểsửdụngđộtrễk h ác nhauchocácbiênkhácn hau.Bêncạnhđó,môhìnhARDLkhôngđòihỏiđộtrễbằngnhaucủacácbiếntrongmôhìnhước lượng.

DữliệutrongnghiêncứuđượcthuthậpchủyếutừwebsitecủaIMF.Riêngđốivớigiátrị xuất khẩu,dữliệuđượcthu thậptừtổngcụcthốngkê Mỹ.

Tấtcảdữliệucủacácbiếntrongmôhìnhnghiêncứuđềuđượclấytheotầnsuấtquý,giaiđoạnt ừquý1năm1996đếnquý2năm2014.

Mụcđíchcủanghiênc ứulàphântíchtácđộngcủab iếnđộngtỷgiálênkimngạc hxuấtkhẩusongphươngtừViệtNamsangMỹ.Cácphươngtrìnhnghiêncứusử dụngtrongnghiêncứunàydựatrên cáclýthuyếtvềtàichính quốctếvàmôhìnhđượcđềxuấtbởiFlorianVerheyen(2012).

- Biếnphụthuộc(EXP)đượcsửdụngtrongmôhìnhlàbiếnxuấtkhẩuthựcsongphương từViệtNamsangMỹđãđượcđiềuchỉnhtheomùa.Bàinghiêncứusửdụngxuấtkhẩuthựct hayvìxuấtkhẩudanhnghĩanhằmtránhviệcảnhhưởngcủagiatăngg i á trịxuấtkhẩulàdolạ mphát.Giátrịxuấtkhẩuthựcđượcxácđịnhbằnggiátrịxuấtkhẩudanhnghĩa(đãđiềuchỉn htheomùatheophươngphápCensus–

X12)chiachochỉ sốgiátiêudùngtrongnước.Ngoàira,khiđưavàomôhình,xuấtkhẩu thựcđượcl ấy logaritđểđơngiảnhóadữliệu.

- Dữliệux u ấtk h ẩub a o g ồ m t ổ n g x u ấ t k h ẩ u v à 1 0 n h ó m h à n g h ó a x u ấ t khẩuđ ượcphânloạitheotiêuchuẩnphânloạihànghóatiêuchuẩnquốctế(SITC)cấp1.Tuy nhiênnhiềunhómkhôngđượcđưavàomôhìnhdodữliệubịkhuyết.Kýhiệubiếncủacácnhómxuấ tkhẩunhưsau:

2 Nhóm0:Lươngthực,thựcphẩmvàđộngvậ tsống N0 DN0t-i

5 Nhóm3:Nhiênliệu,dầumn h ờ n vàđộ ngvậtcóliênquan(nhómnàychủyếugồ mcácmặthàngnănglượng) X

6 Nhóm4:Dầum,chấtbéo,sápđộng,thựcvậ t X

8 Nhóm6:Hàngchếbiếnphânloạichủyếuthe onguyênliệu(Chủyếulàcácmặthàngcôngn ghiệpnhẹ)

9 Nhóm7:Máymóc,phươngtiệnvậntải,phụ tùng X

- Tổngsảnphẩmquốcnội(Kýhiệubiếngốc:GDP,kýhiệubiếnsaiphân:DGDP):Tổngsảnphẩmquốcnộiđượcsửdụngđể đạidiệnchonhu cầucủanướcMỹ.T r o n g bàinghiêncứunày,tổngsảnphẩmquốcnộiđãđượcđiềuchỉnhtheo mùabằng

RER = NER X CPI MỸ /CPI VN phươngp h á p C e n s u s -

X12.D ấ u kỳvọngc ủ a b i ế n đ ạ i d i ệ n c h o n h u c ầ u c ủ a Mỹlà dươngdolậpluậnrằngkhi nhucầucủaMỹtăngthìnhucầuhànghóanhậpkhẩucũngsẽtăngtheo,dođókimngạchxuấtkhẩu củaViệtNamsẽtăng.

- TỷgiáthựcsongphươngViệtNamvàMỹ(Kýhiệubiếngốc:RER,kýhiệubiếnsaip hân:DRER): ĐơnvịtínhcủabiếntỷgiáthựcsongphươngViệtNamvàMỹvọnglàV ND/

USD.DấukỳvọngcủabiếnnghiêncứunàylàdươngdokhitỷgiáthựcsongphươngViệt NamvàMỹtăngđồngnghĩavớiđồngViệtNammấtgiá,khiđógiátrịhànghóaxuấtkhẩu sangMỹtínhbằngUSDsẽgiảmvàkíchthíchnhucầunhập khẩucủaMỹ.Tỷgiáthựcđượctí nhtheocôngthứcsau:

- Biếnđộngtỷgiáhốiđoái(Kýhiệubiếngốc:V,kýhiệubiếnsaiphân:DV):cónhiềup hươngphápđểđolườngbiếnđộngtỷgiáhốiđoáinhư:phầntrămthayđổituyệtđốicủatỷgiá hốiđoái;phầndưcủamôhìnhARIMA;trungbìnhtrượt….Tuyn h i ê n t r o n g n g h i ê n cứunày,b i ếnđ ộ ngtỷgiáh ốiđ o á i đ ư ợ c đ o l ư ờ ngq u a môh ì n h G A R C H (1;1)

Mô hình ARDL yêu cầu các biến phải dừng ở bậc 0 (I(0)) hoặc bậc 1 (I(1)), và các biến dừng ở I(1) cần có mối quan hệ đồng liên kết Trước khi tiến hành kiểm tra kết quả mô hình, cần kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu Một dữ liệu chuỗi thời gian được coi là dừng nếu trung bình và phương sai của nó không thay đổi theo thời gian, và giá trị của hiệp phương sai chỉ phụ thuộc vào khoảng cách hay độ trễ về thời gian giữa hai thời đoạn, không phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà hiệp phương sai được tính Điều này có nghĩa là dữ liệu sẽ có xu hướng trở về mức trung bình và những giao động xung quanh mức trung bình là như nhau.

Kiểmđịnhnghiệmđơnvịlàmộtkiểmđịnhquantrọngkhiphântíchtínhdừngcủach uỗithờigian.Trongkinhtếcórấtnhiềuchuỗidừng,chuỗitíchhợpbậcI.Bằngc á ch sửdụngk iểm địnhnghiệm đơnvịcóthểkếtluậnchuỗidừnghaykhông,việctìmr a kiểmđịnhnghiệmđơnvịlàmộttrongn hữngpháthiệnquantrọngcủakinhtếhoặch i ệ n đ ạ i n h ữ n g n ă m 8 0 của thếkỷthứ20.Dođó, trong bài nghiêncứu,tác giảsửdụngphươngphápnghiệmđơnvị(UnitRootTest)củaDickey-

H 0 :ChuỗidữliệucónghiệmhơnvịhaychuỗidữliệulàkhôngdừngH 1 :Chuỗid ữliệukhôngcónghiệmhơnvịhaychuỗidữliệulàdừng ĐểkiểmđịnhH0,tácgiảsosánhgiá trịtuyệtđốicủathốngkêvớigiá trịtrabảngDF,n ếugiátrịtuyệtđốicủalớnhơngiá trịtra bảng,giảthuyết H0sẽbịbác bỏvà ngượclại.Tuynhiêntrongbàinghiêncứunày,tácgiảsửdụnggiáp- valuecóđượctừkếtquảnghiêncứuđểlàmcơsởbácbỏ(chấpnhận)giảthuyếtH0.

Nhưđãnóiởtrên,môhìnhARDLcóthểđượcápdụngtrongtrườnghợpcácbiế ndùngởbậcI(0)vàI(1).Dođó,việckiểmtramốiquanhệđồngliênkếtgiữacácbiếnlàđiềucầ nthiếttrướckhitiếnhànhchạymôhìnhhồiquitheophươngphápOLSđểxácđịnhmốiquanhệ dàihạnvàngắnhạn.Mốiliênhệđồngliênkếtđượckiểmđịnhquamôhìnhsau:

+β 1 EXP t-i +β 2 GDP t-i +β 3 V t-i +β4RER t-i +π t (4) Đểxácđịnhgiátrịđộtrễtốiưucủacácbiếntrongmôhình(4)tácgiảdựavàog i á t r ịAICvà SCthuđượcsaukhichạyhồiquimôhình(4) vớigiátrịđộtrễpcủa cácbiếntừ0đến6.Độtrễtốiưu củacácbiếnlàđộtrễtrongmôhình cógiátrịAC/SIClànhỏnhấtvàmôhìnhkhôngcótươngquanphầndư.KiểmđịnhBreusch- Godfreyđượcsửd ụngt r o n g n g h i ê n cứuđ ể k i ểmt r a p h ư ơ n g t r ì n h l ự ac h ọnk h ô n g c ó t ư ơ n g q u a n phầndư.Giảthuyếtcủakiểmđịnhnàynhưsau:

H 0 :PhươngtrìnhkhôngcóhiệntượngtựtươngquanH 1 :Phương trìnhcóhiệntượngtựtươngquan ĐểbácbỏhaychấpnhậnH0,tácgiảdựavào giátrịp- valuethuđượctừkếtquảướclượngcủamôhình.

Tiếptheo,tácgiảthựchiệnkiểmđịnhWaldđểkiểmtragiảthuyếtvềsựtồntạimốiquanh ệdàihạngiữacácbiếntrongmôhình(4).Giảthuyếtcủakiểmđịnhnàyn h ư sau:

H1:β 1 ≠β 2 ≠β 3 ≠β 4 ≠0 ĐểbácbỏhaychấpnhậnH0,tácgiảdựavàogiátrịF- testthuđượctừkiểmđịnhWaldv à s o s á n h v ớig i á t r ịF t r a t ừb ảngB o u n d s T e s t t r o n g n g h i ê n cứuc ủaPersaran(2001).GiátrịFtrabảngtạimức10%,5%và1%tươngứngcá ckhoảngsau(2.45,3.52),(2.68,4.01),

EXP=c+α 1 ∑EXP t-i +α 2 ∑GDP t-i +α 3 ∑V t-i +α 4 ∑RER t-i + β 1 EXP t-i +β 2 GDP t-i +β 3 V t-i +β4RER t-i +π t (5)

Trongđój,k,m,nlầnlượtlàđộtrễđộtrễcủacácbiếnxuấtkhẩuthực,GDP,biếnđộngt ỷgiávàtỷgiáhốiđoáithực.Khácvớiphươngtrình(4),ởphươngtrình(5)độtrễcủacácbiếnkhô ngnhấtthiếtlàgiốngnhauvàkhôngnhấtthiếtxuấtpháttừđộtrễlà0.Giátrịj,k,m,nđượctácgiả lựachọnbằngcáchhồiquiphươngtrình(5)bằngphươngphápOLSvớigiátrịj,k,m,nthayđ ổilầnlượttừ0đến6vàchọnphươngtrì nh tốiưutheogiátrịAIC/SCgầnvớigiátrịAIC/ SCthuđượctừkiểmđịnhđồngliênkếtvàkhôngviphạmcácgiảđịnhvềtựtươngquan,phư ơngsaithayđổivàcácbiếncómốiquanhệtrongdàihạn. Đểđảmbảomôhìnhlà tốiưunhất,tácgiảthựchiệnlạikiểmđịnhBreusch-

Go dfr ey vàWaldđốivớiphươngtrìnhđượcchọnvàkiểmđịnhtínhổnđịnhcủamôh ì n h bằngkiểmđịnhCUSUMvàCUSUMQ.ĐồngthờitácgiảcũngthựchiệnkiểmđịnhWhi teđểtránhphươngtrìnhđượcchọncóhiệntượngphươngsaisaisốthayđổi.Giảthuyếtcủakiểm địnhWhitenhưsau:

H 1 :Phươngtrìnhcóhiệntượngphươngsaithayđổi ĐểbácbỏhaychấpnhậnH0,tácgiảdựavào giátrịp- valuethuđượctừkếtquảcủakiểmđịnhWhite.

3.3.4 Kiểmđịnhmốiquanhệngắnhạn Đểk i ểmđịnhm ốiq u a n h ệt r o n g n g ắnhạn,t á c g i á t i ếnh à n h hồiq u i O L S p hươngtrìnhsau:

 ECMlàhệsốđiềuchỉnhngắnhạnthuđượctừphươngtrìnhdàihạntốiưuđãđượ clự achọnởtrên.GiátrịECMtrongmôhình(5)đượcxácđịnhdựatrênphươngtrì nhdàihạntốiưuđãđượclựachọntheocôngthứcsau:

HệsốtươngquancủaECMchophépchúngtaướclượngmốiquanhệtrongngắ nhạngiữaxuấtkhẩuvớicácbiến:biếnđộngtỷgiá,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹ.Dấukỳvọngc ủaECMtrongphươngtrình(6)làdấuâm.

Trướckhitiếnhànhkiểmđịnhmốiquanhệgiữabiếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩu,biếnđộngt ỷgiá đượcxácđịnhquamô hìnhGARCH (1; 1).Kết quảmôhình GARCH( 1 ; 1)nhưsau:

1)đềudươngvàcóýnghĩathốngkêởmức1%.Hệsốướclượngπ2=0.583286chobiết5 8 3 2 % biếnđộngcủatỷgiáhốiđoáiởthờiđiểmtsẽtácđộnglênsựbiếnđộngtỷgiáở thờiđiểmt+1.Hệsố ướclượngπ1=0.630368cho biết khitỷgiáhốiđoái tăngsẽtácđộng63.03%lênsựbiếnđộngtỷgiá hốiđoái ởthờiđiểmt+1.Đồthịbiếnđộngtỷgiáthuđượctừkếtquảmôhìnhđượcthểhiệnởbảngsau:

7đếnqu ý4nă m 1998nguyên nhânlàdotr on g giaiđoạnnàycósựđiềuchỉnhbi ênđộdaođộngtỷgiácủangânhàngnhànước,cụthểbiếnđộdaođ ộ n g là1 % giai đoạntháng 11/1996đếntháng 1/1997;5% từ tháng2/1997 đến9 /1 997;10%từtháng10/1997vàgiảmxuống7%vàonăm1998.Từnăm1999 –

 Giaiđoạnquý2/2002đếnquý3/2007:biếnđộngtỷgiágiữacáckỳlàtươngđ ư ơ n g nhau.Nguyênnhânlàdotronggiaiđoạnnày,cụcdữtrữliênbangMỹtăng lãisu ấtdựtrữliêntụcnênđãrútngắnchênhlêchlãisuấtUSDvàVND,gópphầnổnđịn htỷgiáVND/USD.Mặtkhác,từ1/7/2002–

31/12/2006ngânh àn g nhànướcquiđịnhbiênđộbiếnđộngtỷgiákhôngvượtquá 0.25%.Sangn ă m 2007,đườngbiếnđộngtỷgiátrênhình4.1caohơnsovớigiaiđoạn trướcđ ó , nguyênnhânlàdobiếnđộdaođộngđượcnớilỏnglên0.5%.

Giai đoạn từ quý 4/2007 đến quý 2/2014 là thời kỳ biến động tỷ giá mạnh mẽ, đặc biệt là trong bối cảnh ngành ngân hàng phải liên tục điều chỉnh quy định về mức độ biến động tỷ giá Từ quý 4/2007 đến quý 2/2010, tỷ giá hối đoái có xu hướng tăng dần, chủ yếu do lạm phát ở Việt Nam đạt mức hai con số trong năm 2008, khiến người dân lo ngại về mất giá và tìm cách tích trữ vàng cùng USD Điều này dẫn đến việc VNĐ bị giảm giá mạnh và tỷ giá ngày càng biến động hơn Để ổn định thị trường ngoại hối, vào cuối năm 2009, ngân hàng nhà nước đã thực hiện nhiều biện pháp hành chính nhằm tăng cung và giảm cầu ngoại tệ, qua đó giúp tỷ giá bắt đầu ổn định trở lại.

2năm2010,nhucầungoạitệtăngmạnhtrong khicungngoạitệlạigiảmđãkhi ếntỷgiábiếnđộngmạnh.Tìnhhìnhnàyvẫndiễnrachođếnnăm2011,vớimụctiêuổnđ ịnhnềnkinhtếvàkiềmchếlạmphát,cácbiệnpháphànhchínhkh ácnhauđượct hựchiệnvàtỷgiáVNĐđãdầnổnđịnhvàtừđầunăm2012đếnnăm2013,tỷgiáliên ngânhàngổnđịnhởmức20,828VND/

Trướckhitiếnhànhkiểmđịnhmốiquanhệgiữaxuấtkhẩuvàbiếnđộngtỷgiábằngphư ơngphápkiểmđịnhgiớihạnARDL,tácgiảtiếnhànhkiểmđịnhtínhdừngc ủacácbiến.Kế tquảkiểm địnhtínhdừngbằngphươngphápUnitRootTestđượcthểhiệntrongbảngsau:

Bảng4.1:KếtquảkiểmđịnhDickey-Fuller(ADF)UnitRootTest

Hệsốướcl g ượng P-value Hệsốướcl ƣợng P-value

Kết quả kiểm định cho thấy các biến như xuất khẩu, tỷ giá, tỷ giá hối đoái thực và GDP đều có mối quan hệ khác nhau ở các bậc khác nhau Ngoại trừ xuất khẩu của các sản phẩm thuộc nhóm 6 không có nghiệm đơn vị ở bậc gốc, các biến còn lại đều có nghiệm đơn vị ở bậc gốc, tức là không dừng ở I(0) Tuy nhiên, các biến ở bậc 1 đều dừng ở I(1) Do đó, khi có sự khác biệt trong thứ tự của bậc tích hợp nghiên cứu, mô hình ARDL là phù hợp nhất để thực hiện kiểm định mối quan hệ giữa các biến.

4.3 MỐIQ U A N HỆG I ỮATỔNGX U ẤTK H ẨUT ỪV I ỆTN A M S A N G M ỸVỚ IBIẾNĐỘNGTỶGIÁHỐIĐOÁI

Mốiquan hệđồng liênkếttrongphương trình(4)đượckiểm tralần lượtvớigiátrịp=0,1,

C GiátrịSC p- valuecủ athốngk êF p- valuescủa thốngkêc hibìnhph ƣơng p- valuecủ athống kêF p- valuescủa thốngkêc hibìnhph ƣơng

TiêuchuẩnSCvàAICđềuđềxuấtđộtrễtốiưuchophươngtrình kiểmđịnhđồngl i ê n k ếtl à 3 Ở đ ộ trễp = 3 , g i á t r ịp - v a l u e c ủat h ốngk ê F c ủak i ểmđịnhBreusch-

Godfrey là20.98%vàgiátrịp- valuethốngkêχ 2l à 10.88%,dođógiảthuyếtH0củakiểmđịnhBreusch-

Godfreyđượcchấpnhậnhaymôhìnhkiểmđịnhmốiliênhệđ ồ n gliênkếtởđộtrễp=3khôngc ótươngquanphầndư.KếtquảkiểmđịnhWaldcũng chothấygiátrịp- valuecủathốngkêFcủakiểmđịnhBreusch-Godfreylà6.4%v à giátrịp- valuethốngkêχ 2l à 4.9%,dođógiảthuyếtH0củakiểmđịnhWaldbịbátbỏhaycósựtồntạimối quanhệtrongdàihạncủacácbiếnsố:tổngxuấtkhẩuthựctừVi ệt NamsangMỹ,biếnđộngtỷgiá danhnghĩa,tỷgiáhốiđoáithựcvàGDPcủaMỹởmứcýnghĩa5%.

Docácbiếntrongmôhìnhđượckiểmđịnhlàcóđồngliênkết,dođótácgiảsửdụngmô hìnhARDLđểkiểm tramốiquanhệdàivàngắnhạncủabiếnđộngtỷgiávàtổngxuấtkhẩuthực.Kếtquảkiểmđịnhđượ ctrìnhbàyởcácphầnsau.

Phươngtrìnhmốiquanhệdàihạngiữatổngxuấtkhẩuthựcvàbiếnđộngtỷgiáhốiđoáicó độtrễlầnlượtlà4,4,2,6tươngứngvớicácbiếntổngxuấtkhẩuthực,biếnđộngtỷgiáhốiđoái,tỷgiá hốiđoáithựcvàGDPcủaMỹnhưsau:

EXP t-i +α 2 ∑ V t-i +α 3 ∑ RER t-i +α 4 ∑ GDP t-i + β 1 EXP t-1 +β 2 GDP t-1 +β 3 V t-1 +β 4 RER t-1 +π t (7)

Dophươngtrình (7) xãyrahiệntượng phươngsai sai sốthayđổi(Kết quảkiểmđịnhWhiteđượctrìnhbàytrongphầnphụlục)nêntácgiảsửdụngEviewsđểkh ắcphụchiệntượngnày.KếtquảmôhìnhhồiquiOLScủaphươngtrình(7)đãkhắcphụchiệntượn gphươngsaisaisốthayđổivàkếtquảcáckiểmđịnhBreusch-Godfrey,kiểmđ ị n h Waldnhưsau:

 Giốngn h ư k ế tq u ảc ủan h i ềun g h i ê n c ứut r ư ớ c đây,b i ế n đ ộ ngtỷg i á c ó t ư ơ n g quanâmvớixuấtkhẩuthực.Mốitươngquannàycóýnghĩaởmức10%

 Nhưkỳvọng,GDPcủaMỹvàtỷgiát hựccótươngquandươngvớitổngxuấtk hẩuthựcởmứcýnghĩa1%và5%.

BiếnsốECMtrongmôhình(8)đượcsuyratừmốiquanhệdàihạngiữatổngxuấtkhẩu thựcvớibiếnđộngtỷgiá,tỷgiáthựcvàGDPnướcMỹ.Cụthể:

Trongngắnhạn,biếnđộngtỷgiá,tỷgiáhốiđoáithựcvàGDPcủaMỹđềucóảnhhưở ngđếntổngxuấtthực.Tổngcáctácđộngnàysẽlàm25.41%sailệchtrongmốiquanhệgi ữatổngxuấtkhẩuthựcvớibiếnđộngtỷgiá,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹcủakỳnàyđượcđiềuchỉnhtr ongkỳtiếptheoởmứcýnghĩa1%.

4.4 MỐIQUANHỆGIỮAXUẤTKHẨUTHỰCCỦANHÓM0(NHÓMHÀNGLƯƠ NGTHỰC,THỰCPHẨMVÀĐỘNGVẬTSỐNG)VỚIBIẾNĐỘNGTỶGIÁHỐIĐ OÁI

C p- valuecủ athốngk êF p- valuescủa thôngkêc hibìnhph ƣơng p- valuecủ athống kêF p- valuescủa thôngkêc hibìnhph ƣơng

6 (0.0902) (1.1518) 0.0084 0.0002 0.2096 0.1842 TiêuchuẩnSCvàAICđềuđềxuấtđộtrễtốiưuchophươngtrình kiểmđịnhđồngl i ê n k ếtl à 0 Ở đ ộ trễp = 0 , g i á t r ịp - v a l u e c ủat h ốngk ê F c ủak i ểmđịnhBreusch-

Godfreyđượcchấpnhậnhaymôhìnhkiểmđịnhmốiliênhệđ ồ n gliênkếtởđộtrễp=0khôngc ótươngquanphầndư.KếtquảkiểmđịnhWaldcũn g ch o thấygiátrịp-valuecủa thốngkê Flà0.63%vàgiá trịp- valuethốngkêχ 2là 0 3 3%,dođógiảthuyếtH0củakiểmđịnhWald- testbịbátbỏhaycósựtồntạimốiq u a n hệtrongdàihạncủacácbiếnsố:tổngxuấtkhẩuth ựctừViệtNamsangMỹcủan h ó m 0,biếnđộngtỷgiádanhnghĩa,tỷgiáhốiđoáithựcv àGDPcủaMỹởmứcýnghĩa1%.

6 vàlựachọnmôhình tốiưu,môhình ARDLkiểmđịnhmốiquanhệgiữa biếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩuthựccủanhóm0cóđộtrễlầnlượtlà0,5,0,

4tươngứngvớic ác b i ếnvàx u ấtk h ẩut h ựcc ủan h ó m l ư ơ n g t h ự c,t h ựcp h ẩmv à đ ộ ngv ậ t,b i ếnđộngtỷgiáhốiđoái,tỷgiáhốiđoáithựcvàGDPcủaMỹ.PhươngtrìnhhồiquiOLScó dạngsau:

Godfrey,kiểmđịnhWald,kiểmđịnhWhitec ủ a môhìnhhồiquiOLScủap hươngtrình(9)

Kếtquảkiểmđịnhtươngquanphầndưchothấygiátrịp- valuecủathốngkêFv à χ 2đều lớnhơnmức10%,do đógiảthuyếtH0c ủ aKiểm địnhBreusch- Godfreyđượcch ấp nhậnhayphươngtrìnhkhôngcótươngquanphầndư.Giátrịp- valuecủathốngkêFvàχ 2c ủ a kiểmđịnhWaldđềunhỏhơn10%,dođógiảthuyếtH0c ủ akiể mđịnhWaldbịbácbỏhaycótồntạimốiquanhệdàihạngiữacácbiếntrongmôhìnhARDL

(0,5,0,4).KếtquảkiểmđịnhWhitecũngchothấymôhìnhhồiquikhôngcóhiệntượ ngphươngsaisaisốthayđổi.KếtquảkiểmđịnhCUSUMvàCUSUMQdướiđâycàngchứn gtỏphươngtrìnhARDL(0,5,0,4)đượclựachọnlàphùhợp.

TừkếtquảhồiquiOLSởbảng4.9,hệsốmốiquanhệdàihạngiữaxuấtkhẩuthựccủ anhómlươngthực,thựcphẩmvàđộngvậtsốngvớibiếnđộngtỷgiá,tỷgiáhốiđoáithựcvàGDPcủ aMỹnhưsau:

Kếtquảbảng4.10chothấytrongdàihạn,biếnđộngtỷgiácótươngquandươngv ới tổngxu ấtkhẩuthựccủanhóm1ởmứcýnghĩa10%.Ngoàiracácbiếntỷgiáhối đoáit h ự c v à G D P c ủ a Mỹcũngc ó t ư ơ n g q u a n d ư ơ n g v ớ i t ổ n g x uấ t k h ẩ u t h ự c c ủ a n h ó m hànglươngthực,thựcphẩmvàđộngvậtởmứcýnghĩa1%.Kếtquảnàyhoàntoàn phùhợpvớikỳvọngdấubanđầucủacácbiến.

Môhìnhm ốiquanh ệt r o n g n gắnh ạng i ữax u ấtkhẩuthựcnhóml ư ơ n g thực,thự cphẩmvàđộngvậtvớibiếnđộngtỷgiáhốiđoáicódạngsau:

Trongđó hệsốngắnhạn ECM được xácđịnhtừkếtquả ước lượng mốiquan hệ trongdàihạn.

 Mốitươngquangiữaxuấtkhẩuthựccủanhómhànglươngthực,thựcphẩmvàđ ộ ngv ậtvớiGDPMỹcủaMỹkhôngcóýnghĩathốngkê.Nguyênnhânlàdo đốivớiMỹ,ViệtNamlàđốitác thươngmạinhỏchonêntrongkhoảngthờigiann g ắn,việcgiatăngtrongGDPMỹsẽkhô ngcóảnhhưởngnhiềuđếnnhậpkhẩuhàng hóatừViệtNamcủaMỹ.

 Tỷg i á x u ấtk h ẩuc ó t ư ơ n g q u a n d ư ơ n g đ ế nx u ấtk h ẩut h ựcc ủan h ó m h à n g lư ơng thực,thựcphẩmvàđộngvậtvàcóýnghĩathốngkêởmức1%.Nhưđãbiết,k hitỷgiáVND/

USDtăngchứngtỏđồngViệtNamgiảmgiá,khiđógiáh à n g hóaViệtNamtạiMỹ sẽgiảm,tiêudùng hànghóaViệtNamởMỹgiatăngvàlượngnhậpkhẩuhànghóaViệtNamsẽnhiềuhơn

 Biếnđộngtỷgiácótươngquanâmđếnxuấtkhẩuthựccủanhómhànglươngthực,t hựcphẩmvàđộngvậtvàcóýnghĩathốngkêởmức1%đốivớiđộtrễbậc4và5.Nguy ênnhânđượcgiảithíchlàdokhibiếnđộngtỷgiátrongngắnhạntăng,nhàxuấtkhẩuc ótâmlýlosợvềviệcbiếnđộngnhiềuhơncủatỷgiát r o n g tươnglai,dođólượnghàngx uấtkhẩusẽgiảmđểtránhrủirodotỷgiácók h ảnăngbiếnđộngnhiềuhơn.

0.39vàcóýnghĩathốngkêởmức1%.Điềunàychot h ấycó39%sailệchmốiquan hệgiữaxuấtkhẩuthựccủanhómhànglươngthực,thựcphẩmvàđộngvậtvớibiếnđ ộngtỷgiá,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹc ủakỳnàyđượcđiềuchỉnhtrongkỳtiếptheo. 4.5 MỐIQ U A N H ỆGIỮAXUẤTK H ẨUN H Ó M 2 ( N H Ó M N G U Y Ê N L I ỆU

KếtquảthuđượctừmôhìnhhồiquyOLScủabiếnđộngtỷgiá,xuấtkhẩuthựccủanhóm 2,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹ;kiểmđịnhBreusch-GodfreyvàkiểmđịnhWald- testtươngứngvớitừngđộtrễp=0,1,…,6đượcthểhiệntrongbảngsau:

SC p- valuecủa F- statistic p- valuesChi -square p- valuecủ aF- statistic p- valuesChi- square

TiêuchuẩnAICđềxuấtbậcđộtrễcủacácbiếnp=4,trongkhitiêuchuẩnACđềxuấtbậ cđộtrễcủacácbiếnp=2.Mặcdùhaibậcđộtrễđềxuấtở2tiêuchíkhácn h au nhưngkếtquảt huđượctừkiểmđịnhBreusch-

GodfreyvàkiểmđịnhWaldđềuc h o thấyở2bậcđộtrễp=0vàp=4đềukhôngxãyrahiệntư ợngtươngquanphầndưv à đềucómốiquanhệtrongdàihạngiữacácbiến.Dođó,khitiếnhànhlự achọnđộtrễch o c á c b i ế n t r o n g m ô h ì n h A R D L , t á c g i ả đ ề u c ó t h ể d ự a v à o g i á t r ị

MôhìnhARDLđượclựachọnđểkiểmtra mốiquanhệngắnhạnvàdàihạncủaxuấtkhẩuthựccủanhóm2vớibiếnđộngtỷgiá,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹlà0,1,4,3.

Môhìnhmốiquanhệdàihạn giữacácbiến đượcthểhiệnqua phươngtrình sau:

KếtquảmôhìnhhồiquiOLScủaphươngtrình(11)vàkếtquảcáckiểmđịnhBreusc h-Godfrey,kiểmđịnhWald,kiểmđịnhWhitenhưsau:

Kếtquảkiểmđịnh Giátrịcủat hốngkêF p-valueF p-valuesχ2

GiátrịAICthuđượctừhồiquiOLSphươngtrình(11)là0.525462,khôngcósựkhá cbiệtlớnvớigiátrịAICthuđượctừkiểmđịnhđồngliênkếtởbậcđộtrễpL ủacácbiến.Ngo àirakếtquảkiểmđịnhcácgiảthuyếthồiquiOLScủaphươngtrình

(11) cũngchothấykhôngcóhiệntươngtựtươngquan,khôngcóhiệntượngphươngsait hayđổi.Ngoàira,kếtquảkiểmđịnhCUSUMvàCUSUMQchothấysựổnđịnhcủ amôhìn hđượcchọn.

TừkếtquảhồiquiOLSởbảng4.13,hệsốmốiquanhệdàihạngiữaxuấtkhẩuthựccủa nhóm2vớibiếnđộngtỷgiá,tỷgiáhốiđoáithựcvàGDPcủaMỹđượcthểhiệnởbảngsau:

Kếtquảbảng4.15chothấytrongdàihạn,tỷgiáhốiđoáithựcvàGDPcủaMỹcó tương quandươngvớixuấtkhẩuthựccủanhóm2vớimứcýnghĩathốngkêlà1%.

Mốitươngquannàyđúng vớikỳvọng banđầu Biến độngtỷgiá cótươngquandươngvớixuấtkhẩuthựccủanhóm

Trongđó hệsốngắnhạn ECM được xácđịnhtừkếtquả ướclượngmốiquan hệ trongdàihạn.

 CácbiếntỷgiáthựcvàGDPMỹcũngcómốitươngquandươngvớixuấtkhẩut hựcc ủa n h ó m h à n g n g u y ê n l i ệut h ô k h ô n g ă n đ ư ợ c( k h ô n g b a o g ồmn h i ê n liệu) TuynhiêntrongkhiGDPtạiMỹcótácđộngdươngthìtỷgiáthựclạicómốitươngqua nâm(ngượcvớikỳvọngdấu).

 Biếnđộngtỷgiácómốitươngquandươngtrongngắnhạnđốivớixuấtkhẩuth ựcc ủanhómhàngnguyênliệuthôkhôngănđược(khôngbaogồmnhiênliệu)ở mức5%.

(khôngbaogồmnhiên liệu) với biếnđộngtỷgiá,tỷgiá thựcvàGDP sẽtựđiềuchỉnhvềtrạngtháicânbằngtrongmộtquý.

4.6 MỐIQUANHỆGIỮAXUẤTKHẨUTHỰCCỦANHÓM6(NHÓMHÀNGCHẾB IẾNPHÂNLOẠICHỦYÊUTHEONHIÊNLIỆU(CHỦYẾULÀCÁCMẶTHÀNG CÔNGNGHIỆPNHẸ))VỚIBIẾNĐỘNGTỶGIÁHỐIĐOÁI

C GiátrịSC p- valuecủa F-statistic p- valuesCh i-square p- valuecủ aF- statistic p- valuesCh i-square

TiêuchíAIC vàSCđềxuấtbậcđộtrễpkhácnhauchomôhìnhkiểmđịnhđồngl i ên kết.Tuynhiên,ởbậcđộtrễ p=0đượcđềxuấtbởitiêuchíSC,cáckếtquảkiểmđịnhchothấymôhìnhđượcchọnkhôn gcótựtươngquannhưngcácbiếntrongmôhìnhlạikhôngcómốiquanhệtrongdàihạn Dođó,tachọnbậcđộtrễp=2đượcđềxuấtbởitiêuchíAIC.Ởbậcđộtrễnàymôhìnhkhôngc ótươngquanphầndưvàcácbiếntrongmôhìnhcómốiquanhệtrongdàihạnởmứcýnghĩa5%. 4.6.2 Kếtquảkiểmđịnhmốiquanhệtrongdàihạn

N6=c+α 1 ∑ EXP t-i +α 2 ∑ V t-i +α 3 ∑ RER t-i +α 4 ∑ GDP t-i + β 1 EXP t-1 +β 2 GDP t-1 +β 3 V t-1 +β4RER t-1 +π t ( 1 3 )

Dophươngtrình(13)xãyrahiệntượngphươngsaisaisốthayđổi,nênkhiồiq u i O LSphươngtrình(13)tácgiảđãkhắcphụcbằngphầnmềmEviews,kếtquảhồiq u i OLScủa phươngtrình(13)vàkếtquảcáckiểmđịnhBreusch-Godfrey,kiểmđịnhWaldnhưsau:

Hình4.9:TnhổnđịnhcủahồiquiOLScủaphươngtrình(13)-KiểmđịnhC US U MQ

Cáckết quảkiểmđịnh viphạmhồiqui OLS của phươngtrình (13)đềuchothấymôhìnhkhôngcóviphạmgiảđịnhvềtựtươngquan,phươngsaithayđổi.Kiể mđịnhWaldcũngchothấycácbiếnsốtrongmôhìnhcũngđượcxácđịnhlàcómốiquanhệtr on g dàihạn.NgoàirakiểmđịnhCUSUMvàCUSUMQcũngchothấyphươngtrình

TừkếtquảhồiquiOLScủaphươngtrình(13),hệsốmốiquanhệdàihạngiữax uấtkh ẩuthựccủanhóm6vớibiếnđộngtỷgiá,tỷgiáhốiđoáithựcvàGDPcủaMỹđượcthểhiệnởb ảngsau:

 Tươngtựcáctrườnghợptrước,GDPcủaMỹvàtỷgiáhốiđoáithựccómốit ư ơn gqu anvớixuấtkhẩuthựcvàđúngvớidấukỳvọng.Mứcýnghĩatrongtrườnghợpxuấtk hẩucủanhóm6là1%đốivớimốiquanhệdàihạnvớiG D P và1%đốivớimốiqua nhệdàihạnvớitỷgiáthực.

Trongđó hệsốngắnhạn ECM được xácđịnhtừkếtquả ước lượng mốiquan hệtrongdàihạn.

Kếtquảmô hìnhhồi qui OLS,kếtquảkiểmđịnh các giảđịnhcủamô hìnhOLSđ ư ợ cthểhiệnởcácbảngsau:

 HệsốECMcódấuâmvàcóýnghĩathốngkêởmức1%chứngtỏtrongngắnhạnmốiq uanhệgiữaxuấtkhẩuthựccủanhóm6vớibiếnđộngtỷgiá,tỷgiát hựcvàGDPsẽtựđi ềuchỉnhvềtrạngtháicânbằngtrongmộtquý.

NHÓMN9(HÀNGHÓAK H Ô N G THUỘCCÁCNHÓMTRÊN)VỚIBIẾNĐỘNGTỶ GIÁHỐIĐOÁI

KếtquảthuđượctừmôhìnhhồiquyOLScủabiếnđộngtỷgiá,xuấtkhẩuthựccủanhóm9 ,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹ;kiểmđịnhBreusch-Godfrey,kiểmđịnhWald- testvàkiểmđịnhWhitetươngứngvớitừngđộtrễp=0,1,…,6đượcthểhiệntrongbảngsau:

Godfreychothấyphươngtrìnhkhôngcót ư ơ n g quanphầndư.KếtquảkiểmđịnhWaldchothấy cácbiếntrongmôhìnhcómốiquan hệtrongdàihạnởmứcýnghĩa1%.

Godfreychothấyphươngtrìnhkhôngcót ư ơ n g quanphầndư.KếtquảkiểmđịnhWaldchot hấycácbiếntrongmôhìnhcómốiq u an hệtrong dàihạnởmứcýnghĩa1% Do đó,chún gtacóth ể sửdụngmôh ìn h ARDLđểkiểmtramốiquanhệgiữatổngxuấtkhẩuthựccủanhó m9vớibiếnđộngtỷgiá,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹ.

KếtquảmôhìnhhồiquiOLScủaphươngtrình(13)vàkếtquảcáckiểmđịnhBreus ch-Godfrey,kiểmđịnhWald,kiểmđịnhWhitenhưsau:

P-value Giátrịthốngk êF P- valuecủath ốngkêF p-valuesχ2

Cáckết quảkiểmđịnh vi phạmhồiqui OLS của phươngtrinh (15)đềuchothấymôhìnhkhôngcóviphạmgiảđịnhvềtựtươngquan,phươngsaithayđổi.Kiể mđịnhWaldcũngchothấycácbiếnsốtrongmôhìnhcũngđượcxácđịnhlàcómốiquanhệtro ngdàihạn.NgoàirakiểmđịnhCUSUMvàCUSUMQcũngchothấyphươngtrình

TừkếtquảhồiquiOLScủaphươngtrình(15),hệsốmốiquanhệdàihạngiữaxuấtkh ẩuthựccủanhóm9vớibiếnđộngtỷgiá,tỷgiáhốiđoáithựcvàGDPcủaMỹđượcthểhiệnởb ảngsau:

 Tươngtựcáctrườnghợptrước,GDPcủaMỹvàtỷgiáhốiđoáithựccómốitươngquanvớixu ấtkhẩuthựcvàđúngvớidấukỳvọng.Mứcýnghĩatrongtrườnghợpxuấtkhẩucủanhóm9l à1%đốivớimốiquanhệdàihạnvớiGDPvà10%đốivớimốiquanhệdàihạnvớitỷgiáthực.

 Xuấtkhẩuthựccủanhóm9cómốitươngquanâmvớibiếnđộngtỷgiávàcóýn gh ĩa ở mức1%.

BằngcáchthựchiệnphươngphápkiểmđịnhARDLđểkiểmtramốiquanhệg i ữaxuấtkhẩuthựccủa4/10nhómhàngđượcphântheotiêuchuẩnquốctếSITCvàtổngxuất khẩuthựctừViệtNamsangMỹvớibiếnđộngtỷgiáđượcđolườngquamôh ì n h GARCH(1;1), tỷgiáhốiđoáithựcvàGDPcủaMỹ,kếtquảthuđượcnhưsau:

Trongdàihạn,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹđềucómốitươngquandươngvớixuấtkhẩ uthựctrongtấtcảcáctrườnghợpquansát.Mốiquanhệnàyhoàntoàngiốngvớikỳvọngbanđầ ucủatácgiả.Mốitươngquandươnggiữatỷgiáthựcvàxuấtkhẩuc ó thểđượcgiảithíchnhưsau:

USDtăngchứngtỏsứcmuacủaVNĐđanggiảm.Lúcđógiáhàngh óa xuấtk h ẩucủa

Vi ệtNamtínhbằngUS D s ẽg iảmnênl à m tăngtínhcạnhtranhcủahàngViệtNa mtrênthịtrườngMỹ,kéotheoviệcgiatăngtiêudùng hàngViệt Namvàgia tăngcủacác đơnđặt hàngxuất khẩu Dođó trong dài hạn,xuấtkhẩutừViệtNamsangMỹsẽtăng.

 GDPcủaMỹđại diệncho thu nhập củanướcMỹ: Tìnhhình tăngtrưởng kinhtếc ủanướcnhậpkhẩucótácđộngrấtlớnđếnsảnlượngxuấtkhẩucủaViệtNam,đặc biệtlàGDP–mộttrongnhữngnhântốđặctrưngchosựpháttriểnkinhtế.Kh i

G D P tăng, nhu cầutiêu dùng và sản xuấtcủaMỹđều tăng nên làmtăng sảnlượngnhậpkhẩuhàngViệtNamcủaMỹ.BêncạnhđósựgiatăngGDPcũngđạ idiệnchosựtăngtrưởngthunhậpvìvậykhảnăngcủakháchhàngxuấtkhẩucũngsẽtăng

Biếnđộngtỷgiácómốitươngquandươngvàâmvớixuấtkhẩuthựctùythuộcvàonhó mmặthàngxuấtkhẩu,kếtquảnàycũnggiốngkếtquảcủanhiềunghiêncứutrướcđây,đặcbi ệtlàkếtquảnghiêncứuđốivớicácquốcgiađangphátpháttriểnởCh âu Á(Biếnđộngtỷg iálàcómốitươngquanâmđếnxuấtkhẩu).Cácmốiquanhệnàyđượcgiảithíchnhưsau:

Mối tương quan giữa các nhóm hàng hóa như nhóm 0 (lương thực, thực phẩm và động vật sống), nhóm 2 (nguyên liệu thô không dùng để ăn) và nhóm 6 (chế biến phân loại chủ yếu theo nguyên liệu) có ý nghĩa thống kê Sự thay đổi tỷ giá có thể ảnh hưởng lớn đến sản lượng xuất khẩu của nhóm hàng hóa này, đặc biệt là hàng hóa thuộc nhóm 0 và nhóm 6 Khi tỷ giá tăng trong thời gian dài, nhà nhập khẩu sẽ lo ngại về rủi ro và có thể ký hợp đồng xuất khẩu với số lượng lớn Tuy nhiên, ảnh hưởng từ thu nhập của các nhóm hàng hóa này lại lớn hơn so với tác động thay thế, dẫn đến việc biến động tỷ giá tăng có thể làm giảm xuất khẩu hiện tại của doanh nghiệp Ngược lại, do rủi ro này, tổng doanh thu dự kiến có thể bị sụt giảm, khiến doanh nghiệp phải bổ sung nguồn lực để có nhiều đơn hàng hơn, từ đó trong tương lai tổng xuất khẩu sẽ tăng.

 Mốitươngquanâmxãyraởtổngxuấtkhẩuvànhóm9(nhómmặthàngkhácng o à i c á c nhómc ò n l ại).Đ ặ c đ i ể mc h u n g c ủat ổngx u ấtk h ẩuvàx u ấtk h ẩun hó m9là hànghóađềuthuộccácnhómkhácnhau,khôngcùngthuộctính.Dođó,trongtrườngh ợptổngxuấtkhẩu,cónhómhànghóasẽcótươngquandương,d ư ơ n g giữ ax u ấtkhẩut h ựcvà b i ếnđộ ngtỷgi á và c ó n h ó m hàn gh ó a xãyratrườnghợpngượclại.

Trongngắnhạngiữaxuấtkhẩuvớibiếnđộngtỷgiá,tỷgiáthựcvàGDPMỹđềucóc ảmốitương q ua n d ươ ng vàtư ơn g q ua n âmtùythuộcvà o n hó m hànghóa Nhưngnhì nchungtrongngắnhạn,mộtphầncủađộlệchtrongmốiquanhệgiữagiữaxuấtkhẩuvớibiếnđ ộngtỷgiá,tỷgiáthựcvàGDPMỹsẽđượcđiềuchỉnht r o n g kỳqu an sátlàmộtquý.

Nghiên cứu này kiểm tra tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu thực trong ngắn hạn và dài hạn của 4 trong tổng số 10 nhóm hàng hóa xuất khẩu được phân loại theo tiêu chuẩn quốc tế SITC, sử dụng mô hình ARDL Kết quả cho thấy trong dài hạn, biến động tỷ giá có mối tương quan dương và ngắn hạn có mối tương quan âm với xuất khẩu thực, tùy thuộc vào nhóm hàng hóa GDP của Mỹ và tỷ giá thực cũng có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê trong tất cả các trường hợp quan sát Hệ số ECM đều âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy sự điều chỉnh trong ngắn hạn giữa xuất khẩu, biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ Nghiên cứu sử dụng dữ liệu xuất khẩu phân theo từng nhóm để tách biệt tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu của từng nhóm hàng hóa Việc áp dụng mô hình GARCH(1;1) để đo lường biến động tỷ giá cũng là một điểm mới của nghiên cứu Tuy nhiên, nghiên cứu còn hạn chế do việc thu thập dữ liệu gặp khó khăn, chỉ dừng lại ở việc thực hiện dữ liệu từ quý 1 năm 1996 đến quý 2 năm 2014 và chỉ thực hiện mối quan hệ giữa Việt Nam và Mỹ Để nghiên cứu trong tương lai, cần có đủ điều kiện để thu thập dữ liệu theo tháng và thay đổi biến số khác ngoài GDP để có cái nhìn đa dạng hơn về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu.

NguyễnTrọngHoàivàcộngsự,2009.Dựbáovàphântíchcácdữliệutrongk in h tếtàichính.TP.HCM:NXBThốngKê.

NguyễnThịNgọcTrang,NguyễnHữuTuấn,2014.Minhbạchchínhsáchtiềntệvàt ruyềndẫn lãisuất bán lẻởViệtNam.Tạp chíPhát triểnvàhộinhập,số15 (25),trang11–17.

TrầnHoàngNgân,2011.Thanhtoánquốctế.TP.HCM:NXBThốngK ê

Aliyu&ShehuUsmanRano,2010.Exchangeratevolatility andexporttradeinN i g e r i a : anempirical i n v es t i g a t i o n Ap pl ie d F i n a n c i a l Ec on om ics, 2 0 ( 1 3 ) ,p p 10 71 - 1084.

Arizee t a l , 2 0 0 0 E x c h a n g e r a t e v o l a t i l i t y a n d f o r e i g n t r a d e : e v i d e n c e f r o m thirteenLDCs.JournalofBusiness&EconomicStatistics,18(1),pp.10-17.

Baaketal2007.Exchangeratevolatility andexportsfromEastAsiancountriestoJapanandtheUSA.AppliedEconomics,39(8),pp.947- 959.

Cheonge t a l , 2 0 0 5 T h e e f f e c t s ofexchanger a t e v o l a t i l i t y o n p r i c e co m p et i ti v en e s s andtradevolumes in theUK: a disaggregated a p p r o a c h

Chit.M.Ma t a l , 2 0 1 0 E x c h a n g e R a t e V o l a t i l i t y andE x p o r t s : N e w E m p i r i c a l EvidencefromtheEmergingEastAsianEconomies.WorldEconomy,33(2),pp 239-2 6 3

DeVita&Abbott,2004.RealExchangeRateVolatilityandUSExports:A nA R D L BoundsTestingApproach.JournalEconomicIssues,9(1),p.69-78.

Doganlar,2002 Estimatingtheimpactof e x c ha n g e rate volatilityonexpor ts: evidence fromAsiancountries.AppliedEconomicsLetters,9(13),pp.859-63.

Fountas.S&Bredin.D,1998.ExchangeRateVolatilityandExports:TheCaseo f Ireland.

’sex p o r t t o t h eU S A : Ana p p l i c a t i o n o f A R D L b o u n d t es t i n g p r o c e d u r e I n t e r n a t i o n a l JournalofAppliedBusinessandEconomicResearch,5(1),pp.1-21.

Kalaivanietal2013.DeterminantsofForeignInstitutionalInvestmentinIndia:AnEmpiricalAnalysis.Journalof A ca dem ic Research inEconomics, 5 ( 3 ) ,pp 361-375

Milleret a l , 2 0 0 7 E x c h a n g e r a t e dep re cia ti on an d e x p o r t s : th ecase o f S ingaporerevisited.AppliedEconomics,39(3),pp.273-277.

Mukhtar,T.,2010.ExchangeRateV o l a t i l i t y andExportGrowth:Evidencef r o m SelectedSouthAsianCountries.ZagrebInternationalReviewofEconomicsandB usi ness, 13(2),pp.27-37.

Un iv er si ty Press.

Rahmatsyahetal,2002.Exchangeratevolatility,trade,and“fixingforlife”inT h a i l a n d JapanandtheWorldEconomy,14(4),pp.445-70.

Rajan,S & , 2 0 0 4 I m p a c t o f e x c h a n g e ratev o l a t i l i t y o n I n d o n e s i a ’ s t r a d e performanceinthe1990s.JournaloftheJapaneseandInternationalEconom ie,18(2),p p 218-40.

Vergil,2002.ExchangeRateVolatilityinTurkeyandItsEffecton.JournalofE c o n o m i c andSocialResearch,4(1),pp.83-99.

Zainal,20 04.E x c h a n g e r a t e pass - thr ou gh, e x c h a n g e r a t e vol at il it y, an d t h e i r impactsonexport:evidencef r o m Ind onesiandata.D i s s e r t a t i o n ,K a n s a s S t a t e University.

The provided links offer valuable resources for understanding international trade statistics, including export and import balances Notable sources include the U.S Census Bureau's trade balance data, the International Monetary Fund's e-library, and the OECD statistics portal Additionally, educational insights on export concepts can be found on Voer.edu.vn, enhancing comprehension of trade dynamics These resources are essential for researchers and professionals seeking to analyze trade patterns effectively.

Sample(adjusted):1997Q42014Q2Includedo bservations:67afteradjustments

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.

R-squared 0.442241 Meandependentvar 0.049252 AdjustedR-squared 0.163362 S.D.dependentvar 0.126215 S.E.ofregression 0.115446 Akaikeinfocriterion -1.213959 Sumsquaredresid 0.586425 Schwarzcriterion -0.457124 Loglikelihood 63.66763 Hannan-Quinncriter -0.914478 F-statistic 1.585780 Durbin-Watsonstat 2.088324 Prob(F-statistic) 0.095595

S.E.ofregression 0.111701 Akaikeinfocriterion -1.303511 Sumsquaredresid 0.586425 Schwarzcriterion -0.645394 Loglikelihood 63.66763 Hannan-Quinncriter -1.043093 F-statistic 1.961359 Durbin-Watsonstat 2.088324 Prob(F-statistic) 0.031218

AdjustedR-squared 0.233043 S.D.dependentvar 0.118419S.E.ofregression 0.103707 Akaikeinfocriterion -1.479702Sumsquaredresid 0.537757 Schwarzcriterion -0.920302Loglikelihood 66.57002 Hannan-Quinncriter -1.258346F-statistic 2.253400 Durbin-Watsonstat 2.003618

Variable Coefficie nt Std.Error t-Statistic Prob.

DGDP(-1) 1.243667 2.262387 0.549714 0.5848 DGDP(-2) -1.947206 2.207734 -0.881993 0.3818 DGDP(-3) -1.945746 2.538909 -0.766371 0.4469 DGDP(-4) -0.614138 2.328645 -0.263732 0.7930 ECM(-1) -0.387838 0.134618 -2.881029 0.0057

AdjustedR-squared 0.274350 S.D.dependentvar 0.118419S.E.ofregression 0.100876 Akaikeinfocriterion -1.566348Sumsquaredresid 0.539322 Schwarzcriterion -1.105665Loglikelihood 66.47264 Hannan-Quinncriter -1.384054F-statistic 2.919454 Durbin-Watsonstat 2.009284Prob(F-statistic) 0.002950

DRER(-1) -2.624127 1.361842 -1.926895 0.0593 DRER(-2) -2.871074 2.614032 -1.098332 0.2769 DRER(-3) -0.245308 1.872587 -0.131000 0.8963 DRER(-4) -5.554525 3.761978 -1.476491 0.1456 N2(-1) -0.397224 0.113221 -3.508402 0.0009 V(-1) 0.044479 0.037981 1.171087 0.2467 GDP(-1) 1.762591 0.516396 3.413257 0.0012 RER(-1) 1.216117 0.436040 2.789003 0.0073

AdjustedR-squared 0.277068 S.D.dependentvar 0.336614S.E.ofregression 0.286208 Akaikeinfocriterion 0.525462Sumsquaredresid 4.423401 Schwarzcriterion 1.011137Loglikelihood -3.128443 Hannan-Quinncriter 0.718146F-statistic 2.861533 Durbin-Watsonstat 1.874147Prob(F-statistic) 0.002815

C -1.13E-05 0.082307 -0.000137 0.9999 DV(-1) 0.117666 0.057016 2.063751 0.0436 DGDP 2.850526 6.718398 0.424286 0.6730 DGDP(-1) 23.37113 9.206555 2.538531 0.0139 DGDP(-2) 1.479830 4.949792 0.298968 0.7661 DGDP(-3) -15.06629 7.081545 -2.127543 0.0377 DRER 0.568030 1.708749 0.332424 0.7408 DRER(-1) -2.624125 1.484309 -1.767910 0.0824 DRER(-2) -2.871074 2.400183 -1.196189 0.2366 DRER(-3) -0.245307 1.716501 -0.142911 0.8869 DRER(-4) -5.554526 3.464397 -1.603317 0.1144 ECM(-1) -0.397224 0.108814 -3.650480 0.0006

R-squared 0.425907 Meandependentvar 0.037764AdjustedR-squared 0.315117 S.D.dependentvar 0.336614S.E.ofregression 0.278574 Akaikeinfocriterion 0.438506Sumsquaredresid 4.423401 Schwarzcriterion 0.827046Loglikelihood -3.128443 Hannan-Quinncriter 0.592652F-statistic 3.844281 Durbin-Watsonstat 1.874147Prob(F-statistic) 0.000366

DV(-1) -0.019904 0.036392 -0.546935 0.5867 DV(-2) -0.041133 0.040713 -1.010301 0.3169 DV(-3) 0.027671 0.031512 0.878124 0.3838 DRER 0.002738 1.048677 0.002611 0.9979 DRER(-1) -0.173771 1.228534 -0.141446 0.8880 DRER(-2) -2.825814 1.017855 -2.776243 0.0075 DGDP 4.464703 3.194931 1.397433 0.1680 DGDP(-1) -0.553945 2.937322 -0.188588 0.8511 DGDP(-2) 1.673365 3.061284 0.546622 0.5869 DGDP(-3) -4.952139 3.465888 -1.428823 0.1588 ECM(-1) -0.179439 0.053406 -3.359913 0.0014

R-squared 0.452866 Meandependentvar 0.071697AdjustedR-squared 0.311016 S.D.dependentvar 0.179607S.E.ofregression 0.149083 Akaikeinfocriterion -0.778965Sumsquaredresid 1.200192 Schwarzcriterion -0.293290Loglikelihood 41.87430 Hannan-Quinncriter -0.586282F-statistic 3.192579 Durbin-Watsonstat 2.000115Prob(F-statistic) 0.001072

DV(-1) 0.003691 0.054158 0.068145 0.9460 DV(-2) 0.064536 0.043993 1.466951 0.1497 DV(-3) 0.033307 0.043874 0.759144 0.4519 DV(-4) -0.020211 0.051012 -0.396202 0.6939 DV(-5) 0.005434 0.045206 0.120199 0.9049 DV(-6) -0.081201 0.054704 -1.484371 0.1450

DRER(-1) -2.935469 2.196552 -1.336399 0.1884 DRER(-2) -0.088459 1.665046 -0.053127 0.9579 DRER(-3) -4.207574 1.477209 -2.848326 0.0067 DRER(-4) 0.108520 1.921172 0.056487 0.9552 DRER(-5) 1.655003 1.581377 1.046558 0.3012 DRER(-6) -6.578346 2.268993 -2.899236 0.0059 DGDP(-1) -0.774421 5.255919 -0.147343 0.8836 DGDP(-2) -7.716460 5.277849 -1.462046 0.1510 DGDP(-3) 1.103553 6.195113 0.178133 0.8595 DGDP(-4) 0.688149 5.450189 0.126261 0.9001 N9(-1) -0.864396 0.122440 -7.059750 0.0000 V(-1) -0.072546 0.035408 -2.048878 0.0466 RER(-1) 0.819811 0.454759 1.802736 0.0784 GDP(-1) 2.523640 0.533937 4.726477 0.0000

R-squared 0.642718 Meandependentvar 0.041744AdjustedR-squared 0.459923 S.D.dependentvar 0.287457S.E.ofregression 0.211252 Akaikeinfocriterion -0.003015Sumsquaredresid 1.918978 Schwarzcriterion 0.760046Loglikelihood 23.09950 Hannan-Quinncriter 0.298507F-statistic 3.516050 Durbin-Watsonstat 1.752193

Bốcụcbàinghiêncứu

- Chương4:Trìnhbàycácmốiquan hệgiữaxuất khẩusong phươngtừViệtNams an g Mỹvớicácnhântố:biếnđộngtỷgiá,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹtrong ngắnhạnv à dàihạntừkếtquảmôhình.

Bêncạnh làmrõ mối quan hệgiữa biến độngtỷgiá và xuất khẩu song phươngtừViệtNamsangMỹ,bàinghiêncứucònxácđịnhtácđộngcủatỷgiáthựcvànhucầ uc ủaMỹđếnxuấtkhẩu.Kếtquảtừbàinghiêncóđónggóptíchcựctrongviệcđưarac ác c hínhsáchquantrọngđốivớitỷgiánhằm tăngtrưởngxuấtkhẩuvàgópphầntăngtrưởngkinhtếViệtNam.

Bêncạnhđó,kếtquảtừbàinghiêncứusẽgiúpcácdoanhnghiệpthấyđượcsựthayđổi củacácbiếnkinhtếvĩmôsẽtácđộngnhưthếnàođếnxuấtkhẩu,từđógiúpdoanhnghiệpcóc áinhìndàihạnvềtínhhìnhxuấtkhẩusắptớivàđưaracácchiếnlượcquantrọngđểgiữvững tăngtrưởngtronglợinhuậncủadoanhnghiệp.

Năm 1993, nghiên cứu của Chowdhurry về tác động của biến động tỷ giá đến dòng chảy thương mại của các nước G7 đã chỉ ra mối quan hệ sâu sắc giữa hai yếu tố này Tác giả sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) để kiểm tra các mối quan hệ này và kết quả cho thấy có sự tương quan âm giữa dòng chảy thương mại và biến động tỷ giá Nguyên nhân được giải thích là do sự e ngại rủi ro của những người tham gia thị trường; khi biến động tỷ giá tăng, các nhà đầu tư có xu hướng giảm giao dịch thương mại quốc tế và chuyển sang các giao dịch trong nước để tránh rủi ro từ biến động tỷ giá.

Năm 1998, Stilianos Fountas và Donal Bredin đã nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu từ Ireland đến Anh trong ngắn hạn và dài hạn Họ cũng xem xét mối quan hệ giữa sự thay đổi giá và thu nhập quốc gia với xuất khẩu thông qua mô hình Kết quả nghiên cứu cho thấy, mặc dù trong dài hạn, mối quan hệ giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá không có ý nghĩa, nhưng trong ngắn hạn, sự biến động của tỷ giá có mối tương quan âm với kim ngạch xuất khẩu của Ireland Nghiên cứu còn chỉ ra rằng sự thay đổi giá cả và thu nhập quốc gia có liên quan đến xuất khẩu của Ireland trong dài hạn.

Myint Moe Chit và các cộng sự (2010) thực hiện nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu của các nước Đông Á và 13 quốc gia công nghiệp Nghiên cứu sử dụng nhiều phương pháp đo lường tỷ giá khác nhau như GARCH, trung bình trượt của độ lệch chuẩn, và độ lệch chuẩn của bốn quý và tám quý Mối quan hệ dài hạn giữa xuất khẩu với các biến số được thực hiện qua kiểm định nghiệm đơn vị trên dữ liệu bảng và kiểm định đồng liên kết Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ tương quan âm giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu thực của các quốc gia mới nổi thuộc khu vực Đông Á Bên cạnh đó, mức độ cạnh tranh của các quốc gia cũng được đưa vào nghiên cứu, kết quả chỉ ra rằng quốc gia có mức độ cạnh tranh cao hơn thì xuất khẩu của quốc gia đó sẽ cao hơn Nghiên cứu cũng đề xuất các quốc gia mới nổi nên tập trung ổn định tỷ giá đối với các đối tác thương mại lớn, chứ không phải theo đuổi chính sách tỷ giá trong khu vực, ít nhất là trong ngắn hạn.

Nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu đã được thực hiện nhiều ở các nước phát triển, nhưng còn hạn chế ở các quốc gia đang phát triển Năm 2010, Aliyu đã tiến hành nghiên cứu tại Nigeria, xem xét các yếu tố thương mại và tác động của biến động tỷ giá hối đoái Kết quả cho thấy, sự biến động tỷ giá hối đoái có thể làm giảm xuất khẩu ở Nigeria 3.65%, trong khi biến động của đồng USD có thể làm tăng xuất khẩu 5.2% Cùng năm, Tahir Mukhtar và Saquib Jalil Malik đã kiểm tra tác động của biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu tại Ấn Độ, Pakistan và Sri Lanka Nghiên cứu này cũng cho thấy tỷ giá hối đoái có mối quan hệ tích cực với xuất khẩu, đồng thời sự ổn định trong tỷ giá hối đoái sẽ thúc đẩy hoạt động xuất khẩu của các quốc gia này.

Từ những năm 1990, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu Mối quan hệ này dựa trên lập luận rằng sự biến động của tỷ giá hối đoái có thể dẫn đến hai tác động ngược chiều: tác động thay thế và tác động thu nhập Cụ thể, khi tỷ giá tăng, doanh nghiệp xuất khẩu sẽ gặp khó khăn trong việc duy trì lợi nhuận, dẫn đến giảm doanh thu Ngược lại, sự giảm giá của đồng tiền có thể kích thích xuất khẩu, làm tăng doanh thu cho doanh nghiệp Nghiên cứu của Fanke (1991) đã chứng minh rằng các doanh nghiệp xuất khẩu thường hưởng lợi từ biến động tỷ giá, và sản lượng trao đổi thương mại quốc tế sẽ gia tăng trong điều kiện biến động tỷ giá.

Nghiên cứu của Vixathep và cộng sự (2007) đã phân tích tác động của biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu từ các quốc gia Đông Nam Á như Hồng Kông, Hàn Quốc, Singapore và Thái Lan sang Mỹ và Nhật Bản Điểm nổi bật của nghiên cứu này là việc sử dụng dữ liệu theo tháng, cho phép đánh giá chính xác hơn so với các nghiên cứu trước đó Kết quả cho thấy mối quan hệ dài hạn có ý nghĩa thống kê trong trường hợp xuất khẩu từ Hàn Quốc và Singapore sang Mỹ, cũng như xuất khẩu từ Thái Lan và Hàn Quốc sang Nhật Bản Ngoài ra, mối quan hệ dương trong xuất khẩu từ Hồng Kông và Singapore sang Nhật Bản cũng được xác định Mối quan hệ ngắn hạn thể hiện sự tương quan âm trong xuất khẩu từ Hồng Kông và Hàn Quốc sang Mỹ, cũng như xuất khẩu sang Nhật Bản của tất cả các quốc gia ngoại trừ Hồng Kông.

Mô hình ARDL yêu cầu các biến phải dừng bậc 0 (I(0)) hoặc bậc 1 (I(1)), và các biến dừng ở I(1) cần có mối quan hệ đồng liên kết Trước khi tiến hành kiểm tra kết quả mô hình, cần phải kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu Một chuỗi thời gian được coi là dừng nếu trung bình và phương sai của nó không thay đổi theo thời gian, và giá trị của hiệp phương sai chỉ phụ thuộc vào khoảng cách hay độ trễ về thời gian giữa hai thời đoạn, không phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà hiệp phương sai được tính Điều này có nghĩa là dữ liệu sẽ có xu hướng trở về mức trung bình và những giao động xung quanh mức trung bình là như nhau.

Giai đoạn từ quý 4/2007 đến quý 2/2014 chứng kiến nhiều biến động mạnh mẽ về tỷ giá, với xu hướng tăng dần từ quý 4/2007 đến quý 2/2010 Nguyên nhân chính là do lạm phát ở Việt Nam đạt mức hai con số vào năm 2008, khiến người dân lo ngại về việc mất giá, dẫn đến việc tích trữ vàng và USD, cũng như tăng cường tín dụng ngoại tệ để đối phó với lãi suất cao và sự mất giá của VNĐ Điều này đã làm cho VNĐ giảm giá mạnh và tỷ giá ngày càng biến động lớn Để ổn định thị trường ngoại hối, vào cuối năm 2009, Ngân hàng Nhà nước đã thực hiện nhiều biện pháp hành chính nhằm tăng cung và giảm cầu ngoại tệ, giúp tỷ giá bắt đầu có dấu hiệu giảm dần.

Kết quả kiểm định cho thấy các biến như xuất khẩu hàng hóa của 4 nhóm hàng phân theo tiêu chuẩn SITC và tổng xuất khẩu, biến động tỷ giá, tỷ giá hối đoái thực và GDP đều đứng ở các bậc khác nhau Ngoại trừ xuất khẩu của các sản phẩm thuộc nhóm 6 không có nghiệm đơn vị ở bậc gốc, các biến còn lại đều có nghiệm đơn vị ở bậc gốc, tức là không dừng ở I(0) Tuy nhiên, sa phân bậc 1 của các biến này đều dừng ở bậc I(1) Do đó, khi có sự khác biệt trong thứ tự của bậc tích hợp nghiên cứu, mô hình ARDL là thích hợp nhất để thực hiện kiểm định mối quan hệ giữa các biến.

Mối tương quan giữa các nhóm hàng hóa như nhóm 0 (lương thực, thực phẩm và động vật sống), nhóm 2 (nguyên liệu thô không dùng để ăn) và nhóm 6 (chế biến phân loại chủ yếu theo nguyên liệu) cho thấy sự ảnh hưởng của biến động tỷ giá đến sản lượng xuất khẩu Các hàng hóa thuộc nhóm 0 và nhóm 6 có mối quan hệ thống kê quan trọng, trong đó hàng hóa thuộc nhóm 0 thường được tiêu thụ nhanh chóng tại nước nhập khẩu Khi tỷ giá tăng trong một khoảng thời gian dài, ngành nhập khẩu sẽ lo ngại về rủi ro, dẫn đến việc ký hợp đồng xuất khẩu với số lượng lớn Sự thay đổi tỷ giá có thể ảnh hưởng đến doanh thu dự kiến của doanh nghiệp, làm giảm sút tổng doanh thu, nhưng cũng có thể thúc đẩy doanh nghiệp tăng cường nguồn lực để có nhiều đơn hàng hơn, từ đó tăng tổng xuất khẩu trong tương lai.

Bài nghiên cứu này kiểm tra tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu thực trong ngắn hạn và dài hạn của 4 trong tổng số 10 nhóm hàng hóa xuất khẩu theo tiêu chuẩn quốc tế SITC, sử dụng mô hình ARDL Kết quả cho thấy trong dài hạn, biến động tỷ giá có mối tương quan dương và mối tương quan âm lên xuất khẩu thực tùy thuộc vào nhóm hàng hóa GDP của Mỹ và tỷ giá thực có mối tương quan dương và ý nghĩa thống kê trong tất cả các trường hợp quan sát Hệ số ECM đều âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy sự điều chỉnh sai lệch trong ngắn hạn giữa xuất khẩu với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ Nghiên cứu sử dụng dữ liệu xuất khẩu phân theo từng nhóm để tách biệt tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu của từng nhóm hàng hóa Mô hình GARCH(1;1) cũng được áp dụng để theo dõi biến động tỷ giá Tuy nhiên, nghiên cứu còn hạn chế do việc thu thập dữ liệu gặp khó khăn, chỉ dừng lại ở việc thực hiện dữ liệu từ quý 1 năm 1996 đến quý 2 năm 2014 và chỉ thực hiện mối quan hệ giữa Việt Nam và Mỹ Để nâng cao chất lượng nghiên cứu trong tương lai, cần thu thập dữ liệu theo tháng và mở rộng phân tích sang các đối tác thương mại khác của Việt Nam.

The provided links offer valuable resources for understanding export statistics and trade balances For comprehensive data on foreign trade, visit the Census Bureau's balance of trade page and the SITC country data The IMF eLibrary and OECD statistics provide in-depth economic insights, while Voer.edu.vn presents definitions and concepts related to exports These sources are essential for anyone researching international trade dynamics.

DV(-1) 0.003691 0.054158 0.068145 0.9460 DV(-2) 0.064536 0.043993 1.466951 0.1497 DV(-3) 0.033307 0.043874 0.759144 0.4519 DV(-4) -0.020211 0.051012 -0.396202 0.6939 DV(-5) 0.005434 0.045206 0.120199 0.9049 DV(-6) -0.081201 0.054704 -1.484371 0.1450

Cơsởlýthuyết

Tỷgiáhốiđoái

Năm 1993, nghiên cứu của Chowdhurry đã phân tích tác động của biến động tỷ giá đến dòng chảy thương mại của các nước G7 Tác giả tập trung vào mối quan hệ dài hạn giữa biến động tỷ giá và dòng chảy thương mại, sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) để kiểm tra các mối quan hệ này Kết quả cho thấy có sự tương quan âm giữa dòng chảy thương mại và biến động tỷ giá Nguyên nhân được tác giả giải thích là do sự e ngại rủi ro của những người tham gia thị trường; khi tỷ giá tăng, người tham gia sẽ chuyển hướng giao dịch từ thị trường quốc tế sang các giao dịch trong nước để tránh rủi ro do biến động tỷ giá gây ra.

Năm 1998, Stilianos Fountas và Donal Bredin nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu từ Ireland đến Anh trong ngắn hạn và dài hạn Nghiên cứu cũng xem xét mối quan hệ giữa sự thay đổi giá và thu nhập quốc gia với xuất khẩu Kết quả cho thấy, mặc dù trong dài hạn mối quan hệ giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá không có ý nghĩa, nhưng trong ngắn hạn, biến động tỷ giá có ảnh hưởng tích cực đến kim ngạch xuất khẩu của Ireland Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng sự thay đổi giá cả và thu nhập quốc gia có mối quan hệ với xuất khẩu của Ireland trong dài hạn.

Myint Moe Chit và các cộng sự (2010) thực hiện nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu giữa các nước Đông Á và 13 quốc gia công nghiệp Nghiên cứu sử dụng nhiều phương pháp đo lường tỷ giá khác nhau như GARCH và các chỉ số thống kê khác Kết quả cho thấy có mối quan hệ tương quan giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu thực của các quốc gia Đông Á Đồng thời, mức độ cạnh tranh của các quốc gia cũng được đưa vào nghiên cứu, cho thấy quốc gia có mức độ cạnh tranh cao hơn sẽ có xuất khẩu cao hơn Nghiên cứu cũng đề xuất rằng các quốc gia mới nổi nên tập trung ổn định tỷ giá đối với các đối tác thương mại lớn, thay vì theo đuổi chính sách tỷ giá ổn định trong khu vực, đặc biệt là trong ngắn hạn.

Nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu đã được thực hiện nhiều ở các nước phát triển, nhưng ít được đề cập ở các quốc gia đang phát triển Năm 2010, Aliyu thực hiện nghiên cứu tại Nigeria với đối tác thương mại là Mỹ, sử dụng mô hình VECM và dữ liệu theo quý trong hai mươi năm Kết quả cho thấy, sự biến động tỷ giá hối đoái có thể làm giảm xuất khẩu (không bao gồm dầu mỏ) ở Nigeria 3.65%, trong khi biến động tỷ giá USD lại làm tăng xuất khẩu 5.2% Cùng năm, Tahir Mukhtar và Saquib Jalil Malik cũng nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu tại Ấn Độ, Pakistan và Sri Lanka Kết quả cho thấy tỷ giá hối đoái có mối quan hệ tích cực cả trong ngắn hạn và dài hạn đối với ba quốc gia này, đồng thời xuất khẩu có tương quan dương với sự cải thiện thương mại trong nước và thu nhập từ nước ngoài Sự ổn định trong tỷ giá hối đoái sẽ góp phần thúc đẩy hoạt động xuất khẩu của các quốc gia này.

Từ năm 1990, nhiều nghiên cứu cho thấy sự tồn tại mối quan hệ tương quan giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu bên cạnh mối quan hệ tương quan âm đối với ứng biến từ các nghiên cứu thực nghiệm ở phần trên Mối quan hệ này dựa trên lập luận rằng sự biến động của tỷ giá hối đoái có thể dẫn đến hai tác động ngược chiều nhau, cụ thể là tác động thay thế và tác động thu nhập Do ảnh hưởng của tác động thay thế, biến động tỷ giá tăng sẽ làm giảm xuất khẩu hiện tại của một doanh nghiệp; ngược lại, do rủi ro này sẽ làm tổng doanh thu dự kiến bị sụt giảm, doanh nghiệp sẽ bổ sung các nguồn lực để có được nhiều đơn hàng hơn, do đó trong tương lai tổng xuất khẩu sẽ tăng (ảnh hưởng thu nhập) Sự tồn tại các mối quan hệ này được chứng minh bởi nghiên cứu của Fanke (1991), cho thấy các doanh nghiệp xuất khẩu sẽ được hưởng lợi nhiều hơn từ biến động tỷ giá, việc xuất khẩu sẽ diễn ra nếu có sinh lợi Ngoài ra, nghiên cứu cũng cho thấy sản lượng trao đổi thương mại quốc tế sẽ gia tăng trong điều kiện biến động tỷ giá.

Nghiên cứu của Vixathep và cộng sự (2007) đã điều tra tác động của biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu từ các quốc gia Đông Nam Á như Hồng Kông, Hàn Quốc, Singapore và Thái Lan sang Mỹ và Nhật Bản Điểm nổi bật của nghiên cứu này là việc sử dụng dữ liệu theo tháng, với chỉ số sản xuất công nghiệp làm đại diện cho thu nhập quốc gia Kết quả cho thấy mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và xuất khẩu có ý nghĩa thống kê, đặc biệt trong trường hợp xuất khẩu từ Hàn Quốc và Singapore sang Mỹ, cũng như từ Thái Lan và Hàn Quốc sang Nhật Bản Ngoài ra, mối quan hệ ngắn hạn được phát hiện là tương quan âm trong xuất khẩu từ Hồng Kông và Hàn Quốc sang Mỹ, và xuất khẩu sang Nhật Bản của tất cả các quốc gia trừ Hồng Kông.

Mô hình ARDL yêu cầu các biến phải dừng ở bậc 0 (I(0)) hoặc bậc 1 (I(1)), và các biến dừng ở I(1) cần có mối quan hệ đồng liên kết Trước khi tiến hành kiểm tra kết quả mô hình, cần kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu Một dữ liệu chuỗi thời gian được xem là dừng nếu trung bình và phương sai của nó không thay đổi theo thời gian, và giá trị của hiệp phương sai chỉ phụ thuộc vào khoảng cách hay độ trễ về thời gian giữa hai thời điểm, không phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà hiệp phương sai được tính Điều này có nghĩa là dữ liệu sẽ có xu hướng trở về mức trung bình với những giao động xung quanh mức trung bình là như nhau.

Giai đoạn từ quý 4/2007 đến quý 2/2014 là thời kỳ có nhiều biến động tỷ giá mạnh mẽ, trong đó tỷ giá hối đoái có xu hướng tăng dần từ quý 4/2007 đến quý 2/2010 Nguyên nhân chủ yếu là do lạm phát tại Việt Nam đạt mức hai con số vào năm 2008, khiến người dân lo ngại về việc mất giá, dẫn đến việc tích trữ vàng và USD, cũng như tín dụng ngoại tệ để tránh sự gia tăng lãi suất và mất giá của VNĐ Điều này đã làm cho VNĐ bị giảm giá mạnh và tỷ giá ngày càng biến động lớn Để ổn định thị trường ngoại hối, vào cuối năm 2009, Ngân hàng Nhà nước đã thực hiện nhiều biện pháp hành chính nhằm tăng cung và giảm cầu ngoại tệ, mang lại hiệu quả tích cực và giúp tỷ giá bắt đầu giảm dần.

Kết quả kiểm định cho thấy các biến như xuất khẩu hàng hóa của 4 nhóm hàng theo tiêu chuẩn SITC và tổng xuất khẩu, biến động tỷ giá, tỷ giá hối đoái thực và GDP đều dừng ở các bậc khác nhau Ngoại trừ xuất khẩu của các sản phẩm thuộc nhóm 6 không có nghiệm đơn vị ở bậc gốc, các biến còn lại đều có nghiệm đơn vị ở bậc gốc, tức là không dừng ở I(0) Tuy nhiên, saiphân bậc 1 của các biến này đều dừng ở bậc I(1) Do đó, khi có sự khác biệt trong thứ tự của bậc tích hợp nghiên cứu, mô hình ARDL là thích hợp nhất để thực hiện kiểm định mối quan hệ giữa các biến.

Mối tương quan giữa nhóm hàng hóa 0 (lương thực, thực phẩm và động vật sống) và nhóm 6 (chế biến phân loại chủ yếu theo nguyên liệu) cho thấy rằng sự thay đổi tỷ giá có thể ảnh hưởng lớn đến sản lượng xuất khẩu Khi tỷ giá tăng trong thời gian dài, ngành nhập khẩu sẽ lo ngại về rủi ro, dẫn đến việc ký hợp đồng xuất khẩu với số lượng lớn Sự thay đổi này có thể làm giảm xuất khẩu hiện tại của doanh nghiệp, trong khi đó, rủi ro này sẽ khiến tổng doanh thu dự kiến bị sụt giảm, buộc doanh nghiệp phải bổ sung nguồn lực để có thêm đơn hàng, từ đó trong tương lai, tổng xuất khẩu sẽ tăng lên.

Nghiên cứu này kiểm tra tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu thực trong ngắn hạn và dài hạn của 4 trong 10 nhóm hàng hóa xuất khẩu theo tiêu chuẩn quốc tế SITC, sử dụng mô hình ARDL Kết quả cho thấy trong dài hạn, biến động tỷ giá có mối tương quan dương và âm với xuất khẩu thực, tùy thuộc vào nhóm hàng hóa GDP của Mỹ và tỷ giá thực cũng có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê trong tất cả các trường hợp quan sát Hệ số ECM đều âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy có sự điều chỉnh trong ngắn hạn giữa xuất khẩu với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ Nghiên cứu còn chỉ ra rằng việc sử dụng dữ liệu xuất khẩu phân theo từng nhóm giúp tách biệt tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu của từng nhóm hàng hóa Mô hình GARCH(1;1) cũng được áp dụng để đo lường biến động tỷ giá Tuy nhiên, nghiên cứu gặp một số hạn chế do việc thu thập dữ liệu gặp khó khăn, chỉ dừng lại ở dữ liệu từ quý 1 năm 1996 đến quý 2 năm 2014 và chỉ thực hiện mối quan hệ giữa Việt Nam và Mỹ Để nâng cao chất lượng nghiên cứu trong tương lai, cần thu thập dữ liệu tháng, thay đổi biến số đầu vào và mở rộng so sánh với các đối tác thương mại khác của Việt Nam ngoài Mỹ.

For comprehensive insights into international trade statistics, visit the U.S Census Bureau's foreign trade balance page, the International Monetary Fund's eLibrary, and the OECD statistics portal Additionally, explore the concept of exports and their essence on educational platforms like Voer For further reading and diverse perspectives, Wattpad offers a range of narratives related to trade and its impact.

DV(-1) 0.003691 0.054158 0.068145 0.9460 DV(-2) 0.064536 0.043993 1.466951 0.1497 DV(-3) 0.033307 0.043874 0.759144 0.4519 DV(-4) -0.020211 0.051012 -0.396202 0.6939 DV(-5) 0.005434 0.045206 0.120199 0.9049 DV(-6) -0.081201 0.054704 -1.484371 0.1450

Phương phápnghiêncứu

Đểxemxéttácđộngcủabiếnđộngtỷgiáhốiđoái,tỷgiáthựcvàGDPcủaMỹđếnxuấtk hẩusongphương từViệtNamsangMỹ,bàinghiênc ứusửd ụngphương p h á p kiểmđị nhgiớihạnphânbốtrễtựhồiqui(ARDL-Boundstesting)

Cơsởdữliệu

MôhìnhnghiêncứuvềmốiquanhệgiữabiếnđộngtỷgiávàxuấtkhẩutừViệtN a m sangMỹ 21

Kiểmđịnhđồngliênkết

Kiểmđịnhmốiquanhệdàihạn

Ướclượngbiếnđộngtỷgiáquamôhình GARCH(1;1)

Giai đoạn từ quý 4/2007 đến quý 2/2014 là thời kỳ chứng kiến nhiều biến động tỷ giá mạnh mẽ, đặc biệt khi Ngân hàng Nhà nước phải liên tục điều chỉnh quy định về mức độ biến động tỷ giá Từ quý 4/2007 đến quý 2/2010, tỷ giá hối đoái có xu hướng tăng dần, chủ yếu do lạm phát ở Việt Nam đạt mức hai con số trong năm 2008, khiến người dân lo ngại về việc mất giá và có tâm lý tích trữ vàng, USD Điều này đã dẫn đến sự giảm giá mạnh của VNĐ và gia tăng biến động tỷ giá Để ổn định thị trường ngoại hối, vào cuối năm 2009, Ngân hàng Nhà nước đã thực hiện nhiều biện pháp hành chính nhằm tăng cung và giảm cầu ngoại tệ, qua đó giúp giảm dần biến động tỷ giá.

Kiểmđịnhtínhdừngcủacác biến

Kếtquảk iểmđịnhch othấycácbiến:x u ấtk h ẩut hựcc ủa4 nhómh à n g p h â n the otiêuchuẩnSITCvàtổngxuấtkhẩu,biếnđộngtỷgiá,tỷgiáhốiđoáithựcvàGDPd ừngởcácbậc khácnhau.Ngoạitrừxuấtkhẩucủacácsảnphẩmthuộcnhóm6không

MốiquanhệgiữatỗngxuấtkhẩutừViệtNamsangMỹvớibiếnđộngtỷgiáhốiđ o á i

Kếtquảkiểmđịnhđồngliênkết

Kếtquảkiểmđịnhmốiquan hệtrongdàihạn

Kếtquảkiểmđịnhmốiquan hệtrongngắnhạn

Mốiquanhệgiữaxuấtkhẩuthựccủanhóm0(nhómlươngthực,thựcphẩmvàđ ộ ngvậtsống )vớibiếnđộngtỷgiáhối đoái

 Mốitươngquangiữaxuấtkhẩuthựccủanhómhànglươngthực,thựcphẩmvàđ ộ ngv ậtvớiGDPMỹcủaMỹkhôngcóýnghĩathốngkê.Nguyênnhânlàdo

Mốiquanhệgiữaxuấtkhẩuthựccủanhóm2(nhómnguyênliệuthôkhôngdùngđ ể ăntrừnhi ênliệu)vớibiếnđộngtỷgiáhốiđoái

Mốiquanhệgiữaxuấtkhẩuthựccủanhóm6(Hàngchếbiếnphânloạichủyếutheonguyênli ệu(Chủyếulàcácmặthàngcôngnghiệpnhẹ))vớibiếnđộngtỷgiáhốiđoái

Mốiquanhệgiữaxuấtkhẩuthựccủanhóm9(Hànghóakhôngthuộccácnhómtrên)vớibiến độngtỷgiáhốiđoái

Đánhgiákếtquảnghiêncứu

Mối tương quan giữa các nhóm hàng hóa như nhóm 0 (lương thực, thực phẩm và động vật sống), nhóm 2 (nguyên liệu thô không dùng để ăn) và nhóm 6 (chế biến phân loại chủ yếu theo nguyên liệu) cho thấy chỉ có nhóm 0 và nhóm 6 có ý nghĩa thống kê Sự biến động tỷ giá ảnh hưởng đến sản lượng xuất khẩu của nhóm hàng này, với hàng hóa thuộc nhóm 0 thường tiêu thụ nhanh tại nước nhập khẩu Khi tỷ giá tăng trong thời gian dài, các nhà nhập khẩu có tâm lý lo sợ rủi ro và sẽ ký hợp đồng xuất khẩu với số lượng lớn Ngược lại, rủi ro này có thể làm giảm doanh thu dự kiến của doanh nghiệp, dẫn đến việc bổ sung nguồn lực để có nhiều đơn hàng hơn, từ đó tổng xuất khẩu sẽ tăng trong tương lai.

Nghiên cứu này đã kiểm tra sự tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu thực tế trong ngành hàng và đại hạn của 4 trong tổng số 10 nhóm hàng hóa xuất khẩu được phân loại theo tiêu chuẩn quốc tế SITC và tổng xuất khẩu bằng mô hình ARDL Bên cạnh việc đánh giá mối quan hệ giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá, nghiên cứu còn kiểm tra sự tác động của các tỷ giá thực và GDP của Mỹ lên xuất khẩu Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng: trong dài hạn, biến động tỷ giá có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê trong tất cả các trường hợp quan sát và luôn đúng với kỳ vọng của các lý thuyết kinh tế Trong ngắn hạn, các mối quan hệ tương quan và tương quan âm có ý nghĩa thống kê đều tồn tại trong cả quan hệ giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ Hệ số ECM đều âm và luôn có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Điều này chứng tỏ trong ngắn hạn có một sự điều chỉnh sự sai lệch trong quan hệ giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ trong kỳ quan sát làm một quý.

For comprehensive insights into international trade statistics, visit the U.S Census Bureau's foreign trade balance page and the SITC country data Explore additional resources from the International Monetary Fund and the OECD for in-depth economic analysis To understand the concepts of exports and their characteristics, refer to educational materials available on Voer For further reading and discussions, Wattpad offers a variety of related content.

DV(-1) 0.003691 0.054158 0.068145 0.9460 DV(-2) 0.064536 0.043993 1.466951 0.1497 DV(-3) 0.033307 0.043874 0.759144 0.4519 DV(-4) -0.020211 0.051012 -0.396202 0.6939 DV(-5) 0.005434 0.045206 0.120199 0.9049 DV(-6) -0.081201 0.054704 -1.484371 0.1450

Tiêu đề	Ảnh Hưởng Của Biến Động Tỷ Giá Hối Đoái Đến Xuất Khẩu Từ Việt Nam Sang Mỹ Của Các Nhóm Ngành Được Phân Loại Theo Tiêu Chuẩn SITC
Tác giả	Nguyễn Thị Cẩm Tú
Người hướng dẫn	GS.TS. Trần Ngọc Thơ
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế TP. Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Tài chính – Ngân hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ kinh tế
Năm xuất bản	2014
Thành phố	TP. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	91
Dung lượng	374,02 KB