Phương pháp nghiên cứu
Trong bài nghiên cứu này, tác giả dùng phương pháp nghiên cứu định lượng, sử dụng mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết, mô hình vector hiệu chỉnh sai số , hàm phản ứng xung và phương pháp phân rã phương sai để đánh giá tác động của biến độc lập lên biến phụ thuộc như thế nào trong dài hạn và trong ngắn hạn Tác giả sử dụng các chương trình Microsoft Office Excel và Eviews để hỗ trợ tính toán trong nghiên cứu Trước tiên, tác giả sử dụng chương trình Microsoft Office Excel để tập hợp, tính toán dữ liệu Tiếp theo, tác giả sử dụng chương trình Eviews để ước lượng mô hình và thực hiện các kiểm định.
Dữ liệu nghiên cứu
Tính tỷ số xuất nhập khẩu
Tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu được tính bằng giá trị xuất khẩu chia cho nhập khẩu
TB Trong đó : TB là ký hiệu của biến tỷ số xuất nhập khẩu.
Tính tỷ giá thực đa phương
3.2.2.1 Chọn rổ tiền tệ đặc trưng
Căn cứ vào tỷ trọng thương mại của Việt Nam và đối tác thương mại, tác giả chọn ra các đồng tiền tham gia “rổ tiền” theo nguyên tắc ưu tiên chọn đồng tiền của các đối tác có tỷ trọng thương mại lớn với Việt Nam và tổng tỷ trọng của các nước trong rổ tiền lớn hơn 70% giá trị xuất nhập khẩu của Viêt Nam Tác giả đã chọn đồng tiền của 15 quốc gia: Mỹ, Trung Quốc, Nhật Bản, Hàn Quốc, Úc, Đức, Pháp, Anh, Malaysia, Philipine, Indonesia, Thái Lan, Singapore, Nga, Ấn độ
3.2.2.2 Điều chỉnh chỉ số tiêu dùng CPI về kỳ gốc
Chọn kỳ gốc là quý 1 năm 1999, sau đó điều chỉnh CPI về năm gốc bằng cách lấy CPI của thời điểm t chia cho CPI của kỳ gốc nhân với 100 CPI của kỳ gốc là 100
3.2.2.3 Tính chỉ số tỷ giá danh nghĩa song phương
Tính chỉ số tỷ giá danh nghĩa song phương của 15 đồng tiền trong rổ tiền với Việt Nam đồng Kỳ gốc là năm 1999, ta lấy tỷ giá ở thời điểm t chia cho kỳ gốc rồi nhân lại với 100
3.2.2.4 Tính tỷ trọng thương mại
Tỷ trọng thương mại của các đối tác với Việt Nam được tính bằng tổng giá trị xuất nhập khẩu của từng đối tác với Việt Nam chia cho Tổng giá trị xuất nhập khẩu của tất cả các đối tác tham gia trong rổ tiền Tổng tỷ trọng thương mại của các nước tham gia vào rổ tiền bằng 1 w j =
• E j là xuất khẩu của Việt Nam với đối tác thương mại J
• I j là nhập khẩu của Việt Nam với đối tác thương mại J
• n là số lượng các nước tham gia trong rổ tiền
3.2.2.5 Tính tỷ giá thực đa phương
Sau khi tính các chỉ số tỷ giá song phương, chỉ số CPI, tỷ trọng thương mại , tác giả tính REER theo công thức sau:
• n là số lượng các nước tham gia trong rổ tiền
• e i j là chỉ số tỷ giá danh nghĩa của nước J tại thời điểm i
• w j là tỷ trọng thương mại của nước j
• CPI i j là chỉ số giá của nước J tại thời điểm i
• CPI i là chỉ số giá trong nước tại thời điểm i Khi REER lớn hơn 100 thì đồng tiền định giá thấp, REER nhỏ hơn 100 tiền định giá cao, REER bằng 100 đồng tiền định đúng giá hay đồng nội tệ ngang giá sức mua với rổ tiền tệ
Theo kết quả tính REER ở bảng 2, phụ lục 3 cho thấy từ năm 1999 đến 2007 tỷ giá thực đa phương lớn hơn 100 có nghĩa tiền đồng được định giá thấp, từ năm
2008 tỷ giá đa phương giảm xuống nhỏ hơn 100, điều này phù hợp với thực tế năm 2008 do tác động của khủng hoảng, CPI trong nước tăng cao so với các nước trong rổ tiền đã làm cho REER giảm xuống, và tiền đồng được định giá cao so với rổ tiền tệ.
Tính GDP nước ngoài
GDP nước ngoài được tính bằng tổng giá trị GDP của các nước tham gia vào rổ tiền tại từng thời điểm nhân với tỷ trọng thương mại của từng nước tương ứng
• w j là tỷ trọng thương mại của nước j
• GDP j là tổng sản phẩm quốc dân của nước J
Mô hình sử dụng
Mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết
Dựa và các bài nghiên cứu trước đây, để phân tích mối quan hệ trong dài hạn tác giả hồi quy phương trình đồng liên kết sau:
LnTB t = α1 + α1 lnREER t + α2 lnGDP t + α3 lnGDPF t + εt (3.1) Trong đó :
• Ln là logarit tự nhiên
• TB là tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu
• GDP là chỉ số tổng sản phẩm quốc dân trong nước
• GDPF là chỉ số tổng sản phẩm quốc dân của nước ngoài
• REER là tỷ giá thực đa phương
Do các biến kinh tế vĩ mô đều là các biến chuỗi thời gian và để không mắc phải những sai lầm do yếu tố xu thế trong biến gây ra, để mô hình hồi quy có ý nghĩa, trước khi xác định mối quan hệ dài hạn giữa các biến ta tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị để xác định tính dừng của chuỗi Nhưng nếu kiểm định nghiệm đơn vị lại không bác bỏ được giả thuyết chuỗi có nghiệm đơn vị, tức chuỗi số liệu là không dừng thì ta có thể dùng sai phân để có được các chuỗi dừng trước khi sử dụng cho hồi qui
Khi biến phụ thuộc và biến độc lập là đồng liên kết thì tổ hợp tuyến tính của chúng sẽ dừng và có thể giải thích được mối quan hệ dài hạn giữa các biến Để kiểm tra tính đồng liên kết tác giả sử dụng phương pháp kiểm định var của Johnhansen
Kiểm định đồng liên kết dựa trên phương pháp Var của Johansen là kỹ thuật kiểm định đồng liên kết được sử dụng phổ biến nhất trong việc áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại nhằm xác định sự tồn tại của các vector đồng liên kết giữa các dãy số thời gian không dừng Phương pháp này sẽ cho biết được số lượng các vector đồng liên kết và cho phép các nhà nghiên cứu có thể kiểm định nhiều giả thiết khác nhau liên quan đến các phần tử của các vector Nếu kiểm định có ít nhất một vector đồng liên kết thì khi đó giữa các biến có mối quan hệ dài hạn.
Mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM)
Mô hình VECM được dùng để kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa các biến Trong ngắn hạn, sự đồng liên kết có thể bị mất cân bằng, cơ chế điều chỉnh sai số được sử dụng để sữa chữa sự mất cân bằng này
Phương trình 3.1 được biến đổi thành mô hình điều chỉnh sai số (ECM) như sau: t = a 0 + 1i t-i + 2i t-i + 3i t-i +
• ∆ là toán tử vi phân
• αji là hệ số điều chỉnh ngắn hạn
• ECMt là số hạng sai số
• β là hệ số của biến điều chỉnh sai số, chỉ tốc độ mà hệ thống tiếp cận đến trạng thái cân bằng dài hạn Cụ thể, mức độ trễ trung bình của quá trình điều chỉnh đến trạng thái cân bằng dài hạn là -1/ β Điều này có nghĩa là giá trị tuyệt đối của β càng lớn thì quá trình điều chỉnh diễn ra càng nhanh.
Hàm phản ứng xung (IRF)
Hàm phản ứng xung cho phép xác định hiệu ứng theo thời gian của cú sốc của một biến nội sinh nào đó đối với các biến khác trong mô hình Hiệu ứng của từng cú sốc theo thời gian chính là đạo hàm riêng phần của từng biến trong hệ phương trình hệ thống theo thời gian
Trong bài nghiên cứu tác giả sử dụng hàm phản ứng xung để kiểm định cú sốc tỷ giá đến tỷ số xuất nhập khẩu, xem xét tỷ số xuất nhập khẩu sẽ thay đổi như thế nào sau khi giảm giá tiền tệ
Phản ứng xung của sự thay đổi tỷ số xuất nhập khẩu với cú sốc REER được tính theo công thức sau:
• Pt,t+j đại diện cho phản ứng xung của sự thay đổi tỷ số thương mại với cú sốc REER sau j quý
• Êt,t+j là phản ứng xung tương ứng của sự thay đổi REER
• PTt,t+j cho thấy phản ứng tích lũy của sự thay đổi tỷ số thương mại với cú sốc REER sau j quý được tiêu chuẩn hóa bởi phản ứng tương ứng của sự thay đổi REER.
Phân rã phương sai
Tác giả dùng phương pháp phân rã phương sai để xem xét tỷ lệ phần trăm ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc trong mô hình, để biết được mức độ ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá tác động đến cán cân thương mại
4 Nội dung và kết quả nghiên cứu.
Kiểm định tính dừng của biến
Để kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu tác giả sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị Phillips – Perron (PP) Vấn đề dừng là một điều kiện quan trọng khi phân tích chuỗi dữ liệu theo thời gian, nếu chuỗi không dừng sẽ tạo ra hồi quy giả mạo và làm sai lệch kết quả mô hình
Bảng 4.1 thể hiện kết quả kiểm định cho các biến LNTB, LNREER, LNGDP, LNGDPF
Nếu giá trị tuyệt đối của thống kê PP lớn hơn giá trị tuyệt đối của các giá trị tới hạn thì chuỗi thời gian sẽ dừng Mặt khác, nó thấp hơn giá trị tới hạn thì chuỗi thời gian sẽ không dừng
Dựa vào bảng 4.1 ta thấy các biến LNTB và LNGDP dừng ở chuỗi gốc còn các biến LNREER và LNGDPF dừng ở sai phân bậc 1 ở các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị theo tiêu chuẩn PP
Biến PP Biến PP Biến PP
Kết luận I(0) Kết luận I(0) Kết luận Không dừng
Biến PP Biến PP Biến PP
∆LNREER -6.884 LNGDPF -0.088 ∆LNGDPF -15.376 Kết luận I(1) Kết luận Không dừng Kết luận I(1) Giá trị tới hạn ở mức với các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% là : - 3.55023, -2.915522, - 2.595565
(Nguồn: Tổng hợp từ bảng 1,2,3,4; phụ lục 1)
Xác định độ trễ tối ưu
Hiện tượng trễ trong mô hình ECM có ý nghĩa hết sức quan trọng để định dạng mô hình Bảng 4.2 thể hiện kết quả xác định độ trễ tối ưu Độ trễ tối ưu của mô hình được lựa chọn là 4, là độ trễ nhỏ nhất trong các độ trễ được chọn, dựa vào tiêu chuẩn xác định độ trễ SC Lý do chọn độ trễ nhỏ nhất vì số lượng quan sát có hạn nên nếu tăng độ dài của trễ sẽ làm cho bậc tự do giảm, do vậy ảnh hưởng đến kết quả của ước lượng
Bảng 4.2: Xác định độ trễ tối ưu
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
(Nguồn: Tính toán của tác giả, bảng 5, phụ lục 1)
Kiểm định đồng liên kết
Bảng 4.3 thể hiện kết quả kiểm định đồng liên kết Trace và Maximum Eigenvalue
H 0 : Không có đồng liên kết
H 1 : Có một mối quan hệ đồng liên kết Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H 0 , ta so sánh giá trị thống kê Trace với giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa xác định
Nếu thống kê trace < Giá trị tới hạn, ta chấp nhận giả thiết H 0 Nếu thống kê trace > Giá trị tới hạn, ta bác bỏ giả thiết H0
Dựa vào kết quả bảng 4.3 cho thấy 53.12796 > 47.85613 ở mức ý nghĩa 5% nên ta bác bỏ giả thiết H0, vậy có một mối quan hệ đồng liên kết với mức ý nghĩa 5%
Kết quả kiểm định Max – Eigen cũng cho kết quả tương tự
Kết luận giữa các biến có mối quan hệ trong dài hạn
Bảng 4.3: Kiểm định đồng liên kết
Kiểm định Trace Kiểm định Max-Eigen
Mối quan hệ đồng liên kết giả định
Không* 0.487628 53.12796 47.85613 0.0147 0.487628 47.85613 0.0063 Tối đa 1 0.237214 19.02405 29.79707 0.4912 0.237214 29.79707 0.3809 Tối đa 2 0.065778 5.214405 15.49471 0.7856 0.065778 15.49471 0.9106 Tối đa 3 0.033624 1.744320 3.841466 0.1866 0.033624 3.841466 0.1866
(Nguồn: Tính toán của tác giả, bảng 6, phụ lục 1)
Mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết
Để đánh giá tác động của tỷ giá thực đa phương lên tỷ số xuất nhập khẩu ta sử dụng hồi quy bé nhất OLS trong Eview để hồi quy phương trình (3.1)
Ln(TB) t = α0 + α1 lnREER t + α2 lnGDP t + α3lnGDPF t + εt (3.1) Kết quả hồi quy được bảng 4.4
Bảng 4.4: Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn phương trình 3.1
Biến Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Mức ý nghĩa
Adjusted R-squared 0.333481 Durbin-Watson stat 1.199855
(Nguồn : Tính toán của tác giả, bảng 1, phụ lục 2)
Giải thích mô hình dựa vào kết quả hồi quy bảng 4.4:
Mô hình giải thích được 36.98% sự phụ thuộc của tỷ số xuất nhập khẩu vào sự biến động của tỷ giá thực đa phương, chỉ số tổng sản phẩm quốc dân và chỉ số tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài
Cả hai biến tỷ giá thực đa phương và tổng sản phẩm quốc dân trong nước đều có quan hệ nghịch biến với tỷ số xuất nhập khẩu và có ý nghĩa thống kê
Biến tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài có quan hệ đồng biến với tỷ số xuất nhập khẩu và không có ý nghĩa thống kê
Khi tỷ giá thực đa phương REER tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm 0.851506%
Khi tổng sản phẩm quốc dân tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm 0.376454%
Khi tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu tăng 0.1342%
Hệ số Durbin-Watson bằng 1.199855 khá nhỏ nên mức độ giải thích của mô hình thấp
Kết quả hồi quy được cho thấy biến GDPF không có nghĩa nghĩa trong mô hình, tác giả tiến hành kiểm định Wald cho biến GDPF
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định biến GDPF
Thống kê Giá trị Mức ý nghĩa Thống kê F 1.935805 0.17 Chi-square 1.935805 0.1641 (Nguồn: Tính toán của tác giả, bảng 2, phụ lục 2)
Ta có thống kê F có P = 0.17> 0.05, vì vậy ta chấp nhận giả thiết H 0, tức biến GDPF không có ý nghĩa trong mô hình và tác giả sẽ loại biến này để tiếp tục kiểm định mô hình trong dài hạn
Sau khi loại bỏ biến mô hình hồi quy giới hạn sẽ có dạng :
Ln(TB) t = α 0 + α 1 lnREER t + α 2t lnGDP t + ε t (3.3) Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy OLS để ước lượng phương trình giới hạn và kết quả ước lượng như bảng sau:
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn phương trình 3.3
Biến Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Mức ý nghĩa
Adjusted R-squared 0.321713 Durbin-Watson stat 1.400607
(Nguồn: Tính toán của tác giả, bảng 3, phụ lục 2)
Từ kết quả hồi quy bảng 4.6 có được phương trình ước lượng như sau:
Ln(TB) t = 5.201590 - 0.852361lnREER t - 0.26171lnGDP t Với R2 = 34.63%
Kiểm định Wald về khả năng giải thích của mô hình giới hạn : Giả thiết: H 0 : α 1 =α 2 = 0
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định biến GDPF
Thống kê Giá trị Mức ý nghĩa F-statistic 14.04329 0.00
Chi-square 28.08659 0.00 (Nguồn: Tính toán của tác giả, bảng 4, phụ lục 2)
Ta có thống kê F có P = 0.00 < 0.05, vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0, tức mô hình giới hạn (3.3) được chấp nhận
Giải thích mô hình dựa vào bảng 4.6 :
Mô hình giải thích được 34.63% sự phụ thuộc của tỷ số xuất nhập khẩu vào sự biến động của tỷ giá thực đa phương và chỉ số tổng sản phẩm quốc dân
Cả hai biến tỷ giá thực đa phương và tổng sản phẩm quốc dân đều có quan hệ nghịch biến với tỷ số xuất nhập khẩu
Khi tỷ giá thực đa phương REER tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm 0.852%
Khi tổng sản phẩm quốc dân tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm 0.2617%
Giá trị Durbin-Watson bằng 1.4 đã tăng lên so với mô hình chuẩn và mức ý nghĩa thống kê F rất nhỏ 0.000013 thể hiện mô hình có ý nghĩa thống kê giải thích mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
Mô hình vector hiệu chỉnh sai số VECM
Để ước lượng sự tác động trong ngắn hạn ngắn hạn và dài hạn tác giả sử dụng mô hình VECM với độ trễ được lựa chọn là 4 quý Kết quả ước lượng cho ở bảng 4.8
Từ kết quả ước lượng mô hình bảng 4.8 ta thấy:
Trong dài hạn biến tỷ giá thực đa phương và biến tổng sản phẩm quốc dân trong nước tỷ lệ nghịch với tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu Biến tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài tỷ lệ thuận với tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu
Khi tỷ giá thực đa phương tăng 1% làm cho tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu giảm 1.436%, tổng sản phẩm quốc dân trong nước tăng 1% làm cho tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu giảm 1.341%, tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài tăng 1% làm cho tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu tăng 6.97%
Trong ngắn hạn sau khi phá giá tiền tệ hay tăng tỷ giá hối đoái tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu 2 quý đầu giảm, đến quý thứ 3 tăng lên Cụ thể khi tỷ giá của quý này tăng 1% sẽ làm tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu của quý liền kề giảm 0.65%, quý 2 giảm 0.94%, quý 3 tăng 0.25% và quý 4 tăng 0.17%
Hệ số điều chỉnh sai số có độ lớn là 0.12161, mang dấu âm thể hiện mức độ điều chỉnh về mức cân bằng trong dài hạn là 12.161% trong một quý Vậy sau khoảng
8 quý cán cân thương mại sẽ trở về trạng thái cân bằng mới
Bảng 4.8: Kết quả mô hình VECM
Vector Error Correction Estimates Date: 11/09/13 Time: 10:49 Sample (adjusted): 2000Q2 2012Q4 Included observations: 51 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Error Correction: D(LNTB) D(LNREER) D(LNGDP) D(LNGDPF)
(Nguồn: Tính toán của tác giả, bảng 5, phụ lục 2)
Hàm phản ứng xung (IRF)
Tác giả sử dụng hàm phản ứng xung để xem xét tác động của cú sốc tỷ giá lên tỷ số thương mại, kết quả ước lượng ở hình 4.1
Response of LNTB to Cholesky One S.D LNREER Innovation
Hình 4.1: Phản ứng xung của tỷ giá lên cán cân thương mại (Nguồn: tính toán của tác giả từ phần mềm eview sử dụng dữ liệu bảng 2, phụ lục 3) Hình 4.1 cho thấy tác động trong ngắn hạn của hiệu ứng giá đối với tỷ lệ xuất nhập khẩu sau khi phá giá tiền tệ, tỷ lệ xuất nhập khẩu giảm 5.24% sau 2 quý (bảng 6, phụ lục 2) khi có cú sốc tỷ giá, sau 2 quý hiệu ứng khối lượng bắt đầu phát huy tác dụng, tuy nhiên hiệu ứng khối lượng nhỏ hơn hiệu ứng giá cả nên tỷ số thương mại không phục hồi được về mức ban đầu và sau 8 quý thì đạt trạng thái cân bằng mới
Từ kết quả trên tác giả kết luận không tồn tại hiệu ứng đường cong J đối với nền kinh tế Việt Nam.
Phân rã phương sai
Kết quả phân rã phương sai ở bảng 4.9 cho thấy những thông tin quan trọng liên quan đến nguồn gốc dẫn đến thay đổi của tỷ lệ xuất nhập khẩu
Những thay đổi trong chính tỷ lệ xuất nhập khẩu giải thích phần lớn sự thay đổi của nó theo thời gian Sau 12 quý tác động của tỷ số xuất nhập khẩu lên chính nó giảm dần nhưng vẫn chiếm 68.49%
Những thay đổi trong trong tỷ giá thực đa phương cũng góp phần quan trọng trong việc giải thích thay đổi của tỷ lệ xuất nhập khẩu, tỷ lệ này tăng lên theo thời gian từ kỳ 1 đến kỳ 6, từ kỳ 7 thì bắt đầu ổn định và sau 12 kỳ đạt 20.38%
Thay đổi của tổng sản phẩm quốc dân trong nước cũng ảnh hưởng tới tỷ số xuất nhập khẩu nhưng ít hơn so với tỷ giá thực đa phương, sự ảnh hưởng này tăng dần theo thời gian và sau 12 quý đạt 11.125%
Bảng 4.9: Kết quả phân rã phương sai
Kỳ Sai số chuẩn LNTB LNREER LNGDP
(Nguồn: Tính toán của tác giả, bảng 7, phụ lục 2)
Kết quả nghiên cứu chính
Bài nghiên cứu hiệu ứng đường cong J đối với nền kinh tế Việt Nam, tác giả đã không tìm thấy hiệu ứng đường cong J cho Việt Nam khi sử dụng tỷ giá thực đa phương được tính toán từ 15 đối tác thương mại lớn
Nghiên cứu trong dài hạn cho thấy cán cân thương mại bị giảm khi phá giá tiền tệ, cụ thể khi tiền tệ giảm giá 1% đã làm cho cán cân thương mại bị giảm 0.852%
Bài nghiên cứu cũng tìm ra mối quan hệ nghich biến giữa biến tổng sản phẩm quốc dân trong nước và tỷ số thương mại Khi tổng sản phẩm quốc dân tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm 0.2617%, điều này cho thấy một sự gia tăng của GDP trong nước đã làm nhu cầu nhập khẩu tăng gây ra thâm hụt cán cân thương mại nhiều hơn
Khi nghiên cứu trong ngắn hạn cho thấy sau khi phá giá tiền tệ cán cân thương mại ban đầu sụt giảm và sau đó được cải thiện nhưng không tăng lên được trạng thái cân bằng ban đầu nên trong dài hạn việc giảm giá tiền tệ đã làm cho cán cân thương mại bị giảm sút
Cán cân thương mại được điều chỉnh về trạng thái cân bằng 12.161% một quý
Vậy sau khi giảm giá tiền tệ khoảng 8 quý cán cân thương mại sẽ trở về trạng thái cân bằng mới trong dài hạn
Kết quả phân tích phản ứng xung củng cố thêm nhận định trên, thể hiện sau khi có cú sốc tỷ giá cán cân thương mại bắt đầu giảm mạnh, sau 2 quý bắt đầu tăng và đạt trạng thái cân bằng mới sau 8 quý nhưng trạng thái cân bằng mới này nhỏ hơn trạng cân bằng trước khi có cúc sốc tỷ giá
Kết quả phân rã phương sai cho thấy thay đổi tỷ giá thực đa phương là nhân tố chính tác động đến việc thay đổi của cán cân thương mại ngoài chính bản thân việc thay đổi trong nội tại cán cân thương mại Tác động của phá giá lên cán cân thương mại tăng lên theo thời gian, sau 6 quý thì gần như ổn định và đến 12 quý sau khi phá giá tác động của tỷ giá lên cán cân thương mại là 20.383%
Nghiên cứu của tác giả có kết quả giống với trường hợp của LATVIA trong bài nghiên cứu thực nghiệm về hiệu ứng đường cong J ở ESTONIA, LATVIA, LITHUANIA và định hướng chính sách của tác giả YUHSING và BRUNO S.SERGI năm 2009 Đối với các nước đang phát triển như Việt Nam, LATVIA và một số nước khác khi nghiên cứu không tìm thấy hiệu ứng đường cong J là do một số nguyên nhân sau:
- Đối với các nền kinh tế đang phát triển, có một số hàng hóa không thể sản xuất được hay có sản xuất được thì chất lượng không tốt bằng và giá cả có thể cao hơn hàng nhập khẩu Vì vậy dù hàng nhập khẩu có đắt hơn trước khi phá giá tiền tệ, người tiêu dùng cũng không thể lựa chọn hàng trong nước
- Các nước phát triển có tỷ lệ hàng hóa đủ chuẩn tham gia thương mại quốc tế cao nên hiệu ứng giá cả có thời gian tác động lên cán cân thương mại thấp
Các nước đang phát triển có tỷ lệ hàng hóa tham gia thương mại quốc tế nhỏ, cho nên phá giá tiền tệ làm cho khối lượng xuất khẩu tăng chậm, điều này làm cho hiệu ứng khối lượng ít có tác động đến cán cân thương mại ở các nước đang phát triển Do đó, tác động của phá giá tiền tệ làm cải thiện cán cân thương mại ở các nước phát triển thường mạnh hơn
- Các nước đang phát triển thường có tỷ trọng hàng nhập khẩu máy móc thiết bị sản xuất chiếm tỷ lệ lớn, khi phá giá tiền tệ làm cho giá nhập khẩu tăng lên thì chi phí sản xuất trong nước cũng tăng lên, điều này làm cho hàng xuất khẩu cũng tăng giá và làm triệt tiêu lợi thế giá rẻ khi phá giá và khối lượng xuất khẩu cũng không tăng lên.
Định hướng các chính sách
Từ kết quả nghiên cứu trên, tác giả có một số kiến nghị để phục vụ cho phân tích chính sách tỷ giá và cán cân thương mại như sau:
Tỷ giá là nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến cán cân thương mại nên khi phân tích thay đổi của cán cân thương mại không thể thiếu tỷ giá và tỷ giá sử dụng để phân tích là tỷ giá thực đa phương
Tác giả đề nghị trong chính sách điều hành tỷ giá sử dụng tỷ giá thực đa phương làm mục tiêu, tỷ giá sẽ được điều chỉnh về mức tỷ giá có ngang giá sức mua để đảm bảo khả năng cạnh tranh quốc tế của hàng hóa trong nước Dùng tỷ giá thực đa phương để kiểm tra tính phù hợp của tỷ giá bình quân liên ngân hàng do ngân hàng nhà nước công bố hàng ngày
Theo kết quả nghiên cứu của tác giả thì việc giảm giá tiền tệ ở Việt Nam không thúc đẩy cán cân thương mại mà làm giảm cán cân thương mại, vậy đối với Việt Nam cần cân nhắc khi thực hiện chính sách này để kích thích xuất khẩu trong dài hạn như lý thuyết đường cong J nêu ra
Khi thực hiện giảm giá tiền tệ cũng cân nhắc đến động thái của các nước đối tác thương mại, họ sẽ có những biện pháp gì để việc giảm giá tiền tệ của mình không ảnh hưởng tới họ.
Các hạn chế của mô hình và hướng phát triển trong tương lai
Tỷ giá thực đa phương của Việt Nam không được công bố mà tác giả tính toán dựa trên lựa chọn các nước có tỷ trọng thương mại lớn để chọn vào rổ tiền nên kết quả tính tỷ giá thực đa phương phụ thuộc rất lớn vào việc chọn rổ tiền, khi chọn rổ tiền khác thì kết quả tính tỷ giá sẽ thay đổi và kết quả của mô hình có thể sẽ thay đổi theo
Tỷ giá danh nghĩa song phương của nhiều nước trong rổ tiền không được công bố mà tác giả phải tự tính toán thông qua tỷ giá chéo với USD, điều đó đã làm tỷ giá bị ảnh hưởng bởi đồng tiền USD
Trong mô hình chỉ xác định ảnh hưởng của biến tỷ giá thực đa phương, thu nhập quốc dân trong nước và thu nhập quốc dân nước ngoài lên tỷ số thương mại nhưng trong thực tế còn nhiều nhân tố khác ảnh hưởng đến hoạt động xuất nhập khẩu Đối với dữ liệu nghiên cứu tác giả sử dụng theo quý và lấy số liệu 14 năm nên số quan sát chưa nhiều
Tác giả kỳ vọng đề tài sẽ được phát triển thêm theo các hướng nghiên cứu sau:
Sẽ tăng số quan sát trong nghiên cứu lên bằng cách sử dụng dữ liệu nghiên cứu theo tháng và tăng thời gian nghiên cứu lên thêm nữa
Khi tính REER để chính xác sẽ chọn tất cả đồng tiền của tất cả các đối tác có thương mại với Việt Nam
Sẽ xác định thêm các biến khác có ảnh hưởng đến cán cân thương mại để đưa vào mô hình
Trong bài nghiên cứu tác giả xét ảnh hưởng chung của cán cân thương mại với tỷ giá thực đa phương, nhưng chưa xét riêng đối với từng đối tác thương mại, nếu nghiên cứu thêm ảnh hưởng của tỷ giá song phương từng đối tác đối với cán cân thương mại sẽ có được các chính sách riêng đối với từng quốc gia khác nhau.