(Luận văn) tác động bất đối xứng của thay đổi tỷ giá lên cán cân thương mại song phương của việt nam

t to ng hi ep BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO w TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH n lo - ad y th ju NGUYỄN QUÝ KIỆT yi pl al n ua TÁC ĐỘNG BẤT ĐỐI XỨNG CỦA THAY ĐỔI TỶ GIÁ LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI SONG PHƯƠNG CỦA VIỆT NAM n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu n va y te re TP Hồ Chí Minh – Năm 2020 th t to ng hi ep BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO w TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH n lo - ad y th ju NGUYỄN QUÝ KIỆT yi pl al n ua TÁC ĐỘNG BẤT ĐỐI XỨNG CỦA THAY ĐỔI TỶ GIÁ LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI SONG PHƯƠNG CỦA VIỆT NAM n va ll fu oi m Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng at nh Mã ngành: 8340201 z z k jm ht vb LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c PGS.TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA gm NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC n a Lu n va y te re TP Hồ Chí Minh – Năm 2020 th t to ng LỜI CAM ĐOAN hi ep w n Tôi xin cam đoan luận văn “Tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá lên cán cân thương mại song phương Việt Nam” PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa hướng dẫn q trình nghiên cứu tơi Các liệu, kết luận văn rõ ràng minh bạch lo ad y th ju Tp Hồ Chí Minh, ngày 24 tháng 02 năm 2020 yi pl Tác giả n ua al n va fu ll Nguyễn Quý Kiệt oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng MỤC LỤC hi ep TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN w n MỤC LỤC lo ad TÓM TẮT y th PHẦN 1: GIỚI THIỆU ju 1.1 Giới thiệu chủ đề nghiên cứu yi 1.2 Động nghiên cứu pl al 1.3 Mục tiêu nghiên cứu ua 1.4 Câu hỏi nghiên cứu n 1.5 Phương pháp nghiên cứu va n 1.4 Kết cấu nghiên cứu fu ll PHẦN 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM 10 oi m 2.1 Lý thuyết tảng hiệu ứng tỷ giá lên cán cân thương mại 10 nh 2.1.1 Tác động dài hạn, điều kiện Marshall-Lerner 10 at 2.1.2 Tác động ngắn hạn, hiệu ứng đường cong J 13 z 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm kiểm chứng hiệu ứng đường cong J 15 z jm ht vb 2.2.1 Các nghiên cứu mối quan hệ tuyến tính cán cân thương mại tỷ giá hối đoái 15 k 2.2.2 Các nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến cán cân thương mại tỷ giá hối đoái 23 gm 2.2.3 Kết luận 27 om l.c PHẦN 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 3.1 Xây dựng mơ hình cân thương mại 28 a Lu 3.2 Xác định biến kỳ vọng dấu 30 n 3.2.1 Cán cân thương mại song phương 31 3.3 Áp dụng phương pháp ARDL 37 th 3.2.5 Mô tả nguồn liệu 33 y 3.2.4 Thu nhập thực nước 32 te re 3.2.3 Thu nhập thực nước 32 n va 3.2.2 Tỷ giá hối đoái thực song phương 31 t to ng 3.4 Áp dụng phương pháp NARDL 39 hi PHẦN 4: KẾT QUẢ 42 ep 4.1 Kiểm định tính dừng 42 w 4.2 Kết từ mơ hình ARDL 44 n 4.3 Kết từ mơ hình NARDL 49 lo ad PHẦN 5: KẾT LUẬN 55 ju y th DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng TÓM TẮT hi ep Nghiên cứu xem xét tượng đường cong J cho Việt Nam đối tác (cụ thể Malaysia, Philippines, Indonesia, Singapore, Thái Lan, Mỹ, Trung Quốc, w n Nhật Bản Hàn Quốc), sử dụng liệu hàng quý giai đoạn 2000Q1– lo 2018Q1 Trong nghiên cứu trước giả định mối quan hệ tuyến tính ad y th tỷ giá hối đoái cán cân thương mại, nghiên cứu đề cập hiệu ứng phi tuyến ju Dựa theo nghiên cứu Bahmani-Oskooee Fariditavana (2015), phương pháp yi thực nghiệm sử dụng mơ hình tự hồi quy phân phối trễ đồng liên kết phi pl al tuyến (NARDL) Shin cộng (2014), hiệu ứng phi tuyến ngắn n ua hạn dài hạn trình bày thông qua phân tách tổng phần dương (định giá va thấp) âm (định giá cao) tỷ giá hối đoái thực Một số nghiên cứu cho n việc thiếu ủng hộ cho tượng đường cong J giả định tuyến tính Vấn fu ll đề kiểm chứng cách sử dụng mơ hình tuyến tính lẫn phi tuyến m oi Sử dụng mơ hình ARDL tuyến tính, tác giả khơng thể tìm thấy hỗ trợ cho nh tượng đường cong J Tuy nhiên, sử dụng mơ hình NARDL, mẫu hình đường at z cong J xác nhận mối quan hệ song phương Việt Nam z ht vb Hàn Quốc gm ABSTRACT k jm Từ khóa: Đường cong J song phương, NARDL, đồng liên kết bất đối xứng om l.c This article examines the J-curve phenomenon for Vietnam and its partners (namely, Malaysia, Philippines, Indonesia, Singapore, Thailand, US, China, Japan a Lu and Korea) using quarterly data for the period 2000Q1–2018Q1 While previous n th run and long-run nonlinearities are introduced via positive (depreciation) and y autoregressive distributed lag (NARDL) model of Shin et al (2014) in which short- te re Fariditavana (2015), the empirical method used is the nonlinear cointegrating n balance, this paper allows for nonlinearity Following Bahmani-Oskooee and va studies assume a linear relationship between the exchange rate and the trade t to ng negative (appreciation) partial sum decompositions of the real exchange rate hi Several papers argue that the lack of support for the J-curve phenomenon could be ep due to the linearity assumption This issue is examined by utilizing the linear and w the non-linear models Using the linear ARDL model, we are unable to find support n lo for the J-curve phenomenon in any case However, employing the nonlinear ARDL ad model, the J-curve pattern has confirmed in the bilateral relationship between y th Vietnam and Korea ju yi Keywords: Bilateral J-curve, NARDL, asymmetry cointegration pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng PHẦN 1: GIỚI THIỆU hi ep 1.1 Giới thiệu chủ đề nghiên cứu w Sau hiệp định Smithsonian, đồng đô la Mỹ bị giá 15% vào năm 1971 n Tuy nhiên, hai năm tiếp theo, cán cân thương mại Mỹ lại không chứng kiến lo ad cải thiện rõ rệt Trước tình hình trên, Magee (1973) cán cân thương ju y th mại quốc gia thực tế xấu sau phá giá tiền tệ, cấu trúc trễ (lag structure) mối quan hệ tỷ giá hối đoái cán cân thương mại, trước yi pl có dấu hiệu cải thiện Điều dẫn đến giả thuyết “đường cong J” Tài liệu ua al đường cong J phát triển theo cấp số nhân năm qua với phương n pháp khác đề xuất nhằm kiểm tra diện liệu Lấy ví va n dụ, Bahmani-Oskooee (1985, 1989) đưa cấu trúc trễ tỷ giá hối đoái ll fu mơ hình rút gọn với cán cân thương mại biến phụ thuộc, giải thích chứng oi m đường cong J diện ước tính âm (negative estimate) tỷ giá hối nh đối độ trễ thấp hơn, theo sau ước tính dương tỷ giá hối đoái độ trễ cao at Phương pháp đề xuất Bahmani-Oskooee (1985, 1989) áp dụng cho z z phân tích ngắn hạn Ngược lại, Rose Yellen (1989) đề xuất khuôn khổ dựa mơ ht vb hình sai số hiệu chỉnh Engle Granger (1987) phù hợp để ước tính tác động jm ngắn hạn tác động dài hạn bước tỷ giá hối đoái Điều dẫn đến k cách giải thích đường cong J Theo cách giải thích này, chứng gm đường cong J xác nhận giá có liên quan đến cải thiện dài hạn om l.c cán cân thương mại, tồn dấu hiệu suy giảm cán cân thương mại ngắn hạn Cách giải thích cụ thể sử dụng rộng rãi để xác minh a Lu diện đường cong J, trường hợp quốc gia cho n nhóm quốc gia Các ví dụ bao gồm Himario (1985), người kiểm chứng y th quốc gia Bắc Âu; Moura Da Silva (2005) cho Brazil, Halicioglu (2007, te re Bản; Lal Lowinger (2002) cho nước Đông Á; Hacker Hatemi-J (2003) cho n Moffet (1989) kiểm chứng cho Mỹ; Felroe (1988) cho Úc; Noland (1989) cho Nhật va diện đường cong J 10 quốc gia phát triển phát triển; Meade (1988) t to 2008) cho Thổ Nhĩ Kỳ; gần gồm Le Hoang Phong cộng (2017), Nguyen ng Cam Nhung cộng (2018) Thi Xuan Thom (2017) cho Việt Nam hi ep 1.2 Động nghiên cứu w Việt Nam kinh tế mở nhỏ phân loại quốc gia phát triển n lo Do đó, thay đổi cán cân ngoại thương ảnh hưởng đến móng ad cán cân toán Trong giai đoạn 2000–2018, kinh tế Việt Nam đối diện với y th vấn đề thâm hụt thương mại dai dẳng, trầm trọng vào năm 2008, thời điểm xảy ju yi khủng hoảng tài tồn cầu (tham khảo Hình 1.1) Duy năm 2014 pl năm 2018, cán cân thương mại Việt Nam với đối tác thặng dư Thâm al ua hụt cán cân thương mại nhiều gây nguy hiểm cho kinh tế Việt Nam, n châm ngòi cho suy thoái bất ổn tăng trưởng kinh tế (Ahad, 2017) va n Nhìn chung, việc phá giá Việt Nam (phá giá VND) nhiều lần sử dụng làm fu ll cơng cụ sách nhằm cải thiện cán cân thương mại Một số lần phá giá tiền tệ có m oi thể thành công tăng xuất giảm nhập khẩu, số nh thất bại; đó, nghiên cứu liệu hiệu ứng đường cong J có tồn xác định thời at gian hồi phục cán cân thương mại quan trọng nhà hoạch định z z sách Việt Nam Nhiều nghiên cứu Việt Nam kiểm chứng diện vb ht hiệu ứng đường cong J cấp độ tổng hợp, điển Le Hoang Phong cộng k jm (2017); Nguyen Cam Nhung cộng (2018); Thi Xuan Thom (2017) Tuy gm nhiên, việc sử dụng liệu tổng hợp gây nên vấn đề thiên lệch tổng hợp (aggregation bias), che đậy chất thực kết từ sách phá giá tiền tệ l.c om lên đối tác thương mại Phá giá VND cải thiện cán cân thương mại Việt Nam với đối tác lại làm suy thoái cán cân song phương với đối tác a Lu khác Mặt khác, phát gần cho thấy mối quan hệ tỷ giá cán cân n y th sách phá giá lên đối tác thương mại cụ thể te re phương cần thiết, giúp nhà hoạch định sách Việt Nam hiểu rõ hiệu n 2017) Do đó, việc kiểm chứng diện hiệu ứng đường cong J cấp độ song va thương mại không đối xứng (Nusair, 2016; Bahmani-Oskooee Saha, t to Can can thuong mai ng 10 hi ep w n lo -10 ad ju y th -20 00 02 04 06 08 10 12 14 16 18 yi pl Nguồn: Dữ liệu thống kê thương mại Quỹ Tiền tệ Quốc tế (DOTS) al n va Tỷ USD) n ua Hình 1.1 Cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 2000–2018 (Đơn vị: ll fu Mặc dù, chứng hỗ trợ cho diện đường cong J (dù tổng hợp oi m hay song phương) tương đối phong phú đa dạng Thế nhưng, tại, phần lớn chứng xoay quanh giả định hạn chế, hiệu ứng đối xứng nh at tăng giá giảm giá tiền tệ lên cán cân thương mại, mơ tả ước tính liên quan z độ co giãn cán cân thương mại tỷ giá hối đoái Tuy nhiên, mối z ht vb quan hệ phi tuyến (cũng bất đối xứng) lại xuất ngày rõ rệt biến jm kinh tế vĩ mơ Do đó, hạn chế giả định đối xứng có khả che đậy chất k thực mối quan hệ biến đó, tạo dự báo khơng đáng tin cậy gm Quan điểm nhận ủng hộ năm gần tác giả nhìn l.c nhận quan điểm trường hợp mối quan hệ tỷ giá hối đoái–cán cân thương om mại Quan điểm việc bác bỏ “tính chất đối xứng” xuất phát từ chứng Ví a Lu dụ, Bussiere (2013) cho giá xuất nhập phản ứng với biến động tỷ n giá theo cách bất đối xứng Nếu phản ứng giá hàng hóa giao dịch thay đổi th giá dự kiến hàng hóa xuất nhập có tác động đến cán cân thương y tương lai không đối xứng giai đoạn tăng giá giảm giá Giá te re Fariditavana (2015) cho nhà giao dịch kỳ vọng bước tiền tệ n đổi tỷ giá theo cách bất đối xứng điều đương nhiên Bahmani-Oskooee va tỷ giá khơng đối xứng, việc kỳ vọng cán cân thương mại phản ứng với thay n lo ad ju y th yi 47 pl ua al (0,0195) (0,0001) 5,8250*** 2,11241 3,07106 3,44137* 3,19813 –0,4563*** –0,5189*** –0,2413*** –0,1547*** –0,2538*** –0,2326*** –0,1687*** (0,0000) (0,0000) (0,0020) (0,0002) (0,0002) (0,0008) 0,75540 0,21188 0,41132 11,5049*** 3,59736 (0,3134) (0,6854) (0,8994) (0,8141) (0,0031) (0,1655) (0,0002) (d) Thống kê chẩn đoán oi 2,46754 4,95918* 1,63552 (0,2911) (0,0837) (0,4414) 2,21426 0,18832 1,58032 0,24183 1,42579 0,70820 0,82395 0,16772 0,65935 (0,1189) (0,8289) (0,2158) (0,7860) (0,2489) (0,4969) (0,4441) (0,8460) (0,5210) 1,06061 1,30707 1,97967** 0,50833 1,00102 3,09146*** 1,26454 0,56827 4,59116*** (0,4084) (0,2372) (0,0350) (0,9182) (0,4568) (0,0032) (0,2652) (0,7997) (0,0004) 0,43414 0,66144 1,51480 0,24700 0,56720 0,45143 0,46619 0,67922 0,72295 (0,6659) (0,5111) (0,1359) (0,8058) (0,5728) (0,6534) (0,6429) (0,4996) (0,4725) 2,32011 at nh z z k jm ht l.c gm Ghi chú:*, **, *** tương ứng mức ý nghĩa 10%, 5% 1%; vb RESET –0,1943*** 4,55282** m ll HET –0,0709** 2,89084 fu LM 3,48722* n NORM 1,06871 va ECT n F (k = 3) (c) Kiểm định đồng liên kết định phương sai sai số thay đổi; om NORM kiểm định phân phối chuẩn; LM thống kê Lagrange Multiplier để kiểm định tự tương quan; RESET kiểm định dạng hàm; HET kiểm Lu n Nguồn: Tính tốn tác giả va 10%, 5% 1% (tham khảo Pesaran cộng sự, 2001) an Giá trị tới hạntrên kiểm định đồng liên kết (F-test) có biến ngoại sinh (k=3) 3,2; 4,08 4,66 cho mức ý nghĩa tương ứng y te re ac th si eg cd jg hg 48 t to Nhìn sang kết Phần (b), tập trung vào kết dài hạn mơ hình: ng Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia Thái Lan, thấy, điều kiện ML khơng hi ep xác nhận.Minh chứng cụ thể, hệ số dài hạn biến tỷ giá mơ hình Hàn Quốc có ý nghĩa thống kê lại mang dấu âm, đồng nghĩa giá w n thực VND so với đồng Won khiến cán cân thương mại song phương Việt lo ad Nam Hàn Quốc xấu dài hạn Tựu chung, hệ số dài hạn lại khơng y th có ý nghĩa thống kê Trong Phần (a), hệ số ngắn hạn biến tỷ giá mơ hình ju quốc gia gồm Indonesia, Nhật Bản, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines Thái Lancó yi xuất dấu âm có ý nghĩa thống kê, hàm ý sụt giảm cán cân thương mại pl ua al song phương VND giá so với tiền tệ quốc gia Tuy vậy, việc thất bại xác lập hiệu ứng đường cong J khiến nghiên cứu chưa thể khẳng định tồn n n va hiệu ứng đường cong J tuyến tính mối quan hệ thương mại Việt Nam fu đối tác thương mại Tuy nhiên, lưu ý hệ số ngắn hạn biến tỷ giá mơ ll hình thương mại song phương Việt Nam Mỹ lại mang dấu dương có ý m oi nghĩa thống kê Do đó, việc phá giá VND so với USD giúp cải thiện cán cân thương nh at mại ngắn hạn Điểm qua tác động thu nhập thực, mơ hình thương mại z quốc gia, kỳ vọng thu nhập nước tương quan âm với cán cân z vb thương mại, thu nhập nước tương quan dương Đúng kỳ vọng, hệ số jm ht dài hạn biến thu nhập nước đa phần mang dấu âm có ý nghĩa mơ k hình Indonesia, Hàn Quốc Malaysia Hệ số dài hạn biến thu nhập nước gm ngồi có ý nghĩa mơ hình Hàn Quốc mang dấu dương Do đó, gia tăng l.c thu nhập nước làm xấu cán cân thương mại Việt Nam Indonesia, om Hàn Quốc Malaysia; theo chiều ngược lại, thu nhập Hàn Quốc gia tăng a Lu lại thúc đẩy cán cân thương mại Việt Nam quốc gia Cuối cùng, kết n thống kê chẩn đoán xác nhận tính phù hợp mơ hình hồi quy, đa n va phần giả thiết không kiểm định bác bỏ toàn diện mối quan hệ song phương Việt Nam Điều nghĩa là, phá th giả phát rằng, mối quan hệ dài hạn tỷ giá cán cân thương mại khơng hồn y diện hiệu ứng đường cong J cấp độ tổng hợp Tuy nhiên, kết lần tác te re Nghiên cứu gần Le Hoang Phong cộng (2017) xác nhận 49 t to giá nội tệ làm cải thiện cán cân thương mại với đối tác này, không ng ảnh hưởng đáng kể đến cán cân thương mại đối tác khác Tuy vậy, đáng tiếc, kết hi ep tuyến tính chưa xác nhận nhiều quan hệ đồng liên kết biến số, chưa ghi nhận hiệu lực đường cong J với đối tác Điều xuất w n phát từ việc khn khổ tuyến tính chưa lột tả toàn diện mối quan hệ dài hạn lo ad thay đổi tỷ giá cán cân thương mại ju y th 4.3 Kết từ mơ hình NARDL yi Nhiều nghiên cứu chủ đề trước thường có đặc điểm chung, pl dự đốn thay đổi tỷ giá hối đối có tác động đối xứng lên cán cân thương mại, ngụ al ua ý việc định giá thấp nội tệ cải thiện cán cân thương mại định giá n cao dẫn đến kết ngược lại, với mức độ tương đương Tuy nhiên, Bussiere va n (2013) khám phá giá xuất nhập phản ứng bất đối xứng với fu ll thay đổi tỷ giá; nói cách khác, giá hàng hóa giao dịch phản ứng bất đối xứng với độ m oi lệch tỷ giá hối đoái Do vậy, phần tiếp theo, tác giả tiến hành kiểm chứng hiệu nh ứng đường cong J khn khổ mơ hình NARDL, tách biến tỷ giá thành cấu at thành dương (sự gia tăng biến tỷ giá) cấu thành âm (sự suy giảm biến tỷ z z giá) để đo lường hiệu ứng từ so giá tăng giá nội tệ Tương tự bước thực vb k jm ht ARDL, kết hồi quy NARDL thể Bảng 4.3 om l.c gm n a Lu n va y te re th n lo ad ju y th yi 50 pl NARDL (3,0,0,0,3) (3,0,3,1,0) Malaysia Philippines Singapore Thái Lan Mỹ NARDL NARDL NARDL NARDL NARDL NARDL NARDL (3,3,3,1,2) (4,2,3,0,3) (3,0,0,0,3) (4,4,4,2,0) (3,0,0,0,3) (3,0,0,0,0) (4,0,0,0,0) 0,03922 0,19994* (0,7076) (0,0546) (0,0503) (0,3767) *** 0,13312 (0,0737) (0,4861) (0,0002) (0,2393) 0,42299 0,33398 0,12085 (0,0000) (0,0000) (0,0001) (0,2683) *** 0,39092 0,49389 (0,0000) (0,0001) (0,0000) gm (0,0001) (0,0139) 0,32051 –1,6232 2,50768** 0,61887 –1,9411** –1,1962 (0,0046) (0,4187) (0,0467) (0,5602) (0,1053) (0,0292) (0,5835) (0,0305) (0,9357) 0,83015** –0,9034* 1,09590 (0,0333) (0,0629) (0,4253) om l.c (0,0396) (0,4586) n 3,47271*** va 0,98487 an –0,8076** Lu (0,0074) –0,3708 –0,1082 0,31361 –0,6604 –1,1895* (0,0095) (0,0025) (0,1901) (0,7376) (0,5613) (0,4832) (0,0997) –0,5493 –0,4344 –1,7289*** 0,22056 2,54569** –0,4518 (0,4824) (0,0315) si 1,45950*** ac th –3,1363*** y te re ∆NEG (0,0000) (0,0004) –0,7234** ∆POS ∆NEG 0,40151*** –0,2620** –0,3189 ∆POS 0,47042 –0,3690 3,42528*** ∆POS *** *** k (0,1400) *** 0,44645 jm –0,1568 *** ht 0,41208 ∆tb ∆POS 0,36796*** vb *** 0,06662 z (0,9582) –0,1956* z 0,07560 at 0,20134 (a) Kết ngắn hạn nh –0,0047 * *** ∆tb Hàn Quốc oi NARDL Nhật Bản m ll Indonesia fu ∆tb Trung Quốc n Biến số va Kết hồi quy NARDL n ua al Bảng 4.3 eg cd jg hg n lo ad ju y th yi 51 pl ua al (0,1430) (0,0000) (0,8036) 2,03356*** –0,4682* –1,1962*** 0,21975 (0,0025) (0,8163) n (0,0050) –3,9734*** m ll fu ∆NEG –1,5514 1,00300 3,31405** (0,2321) (0,4880) (0,0131) (0,0001) –0,2635 oi nh ∆y (0,0823) n (0,0000) va ∆NEG (0,8081) –7,2096*** –0,2620 –0,2313 –4,9120** (0,6861) (0,0028) (0,8636) (0,8890) (0,0365) 1,77974 –0,6178 1,24466* 4,72639** (0,1843) (0,2470) (0,0970) (0,0161) –4,4877*** –3,3920 (0,0023) (0,4683) 0,19648 4,37245* (0,8000) (0,0721) –5,0615*** –6,4579 (0,0028) (0,2073) 4,56066** 8,97100** at –0,6893 –3,2553 z ∆y z (0,1463) –0,5108 0,25258 0,60246 1,63750 (0,5824) (0,8199) (0,4877) (0,1785) 2,65188*** –3,3051*** 0,86337 1,17511 1,42333** (0,0067) (0,0015) (0,4785) (0,3560) (0,0307) k gm ** 2,79544 (0,0007) (0,0001) (0,0140) (b) Kết dài hạn 3,84798* –2,1987 –8,9878*** (0,0000) (0,0630) (0,2130) (0,0888) (0,1347) (0,0009) –8,2907*** 1,34138 0,45520*** 0,02003 0,19165 1,23035 –3,1431*** (0,0000) (0,1906) (0,0004) (0,9557) (0,7927) (0,4905) (0,0000) –3,6822*** –6,5705*** –2,1904*** –1,3150 –4,3338*** –8,7726*** –1,4745 (0,0009) (0,0001) (0,0000) (0,2315) (0,0046) (0,0062) (0,1239) –4,5256*** 1,90931 4,42823*** –4,4059* 1,43572** 6,07184*** –3,0084*** 1,28444 (0,1616) y te re ac th y* –0,1903 n y –0,8954 va NEG 8,87915 * an POS (0,0002) Lu *** 2,35513*** om 4,52562 l.c 3,53559 ∆y ∗ *** (0,3123) jm *** –1,0908 ht ∆y∗ vb ∆y∗ si eg cd jg hg n lo ad ju y th yi 52 pl ua al (0,1819) (0,0000) (0,0964) (0,0420) (0,0032) (0,0000) (0,0130) (0,0154) 27,1591*** 14,2074** –13,062*** 20,4257** 7,43350 4,02079 15,7127*** –4,0435 –17,313 (0,0000) (0,0318) (0,0415) (0,2396) (0,6355) (0,0001) (0,5106) (0,1394) 4,77169*** 4,26863** 6,97738*** 3,22852* 2,78160 –0,2945*** –0,2931*** –0,5665*** –0,3094*** –0,2039*** (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0001) (0,0001) 0,43568 1,28156 7,35426** 3,74911 (0,6712) (0,8042) (0,5268) (0,0259) (0,1534) 0,76780 0,38287 0,95736 0,02871 2,41061* (0,6840) (0,3900) (0,9717) (0,0987) 1,36690 1,14583 0,73724 4,65100*** (0,1911) (0,3452) (0,6413) (0,0002) n va Hằng số (0,0000) n (0,0001) F (k = 4) 4,78339*** 6,31534*** 10,4674*** –0,4683*** –0,3035*** –1,0030*** (0,0000) (0,0000) (0,0000) 3,50876* oi –0,3737*** nh ECT m ll fu (c) Kiểm định đồng liên kết at (0,0000) z (d) Thống kê chẩn đoán 2,24840 0,89629 2,04794 (0,9900) (0,3249) (0,6388) (0,3591) 0,36020 0,15046 0,93342 0,68819 (0,6991) (0,8607) (0,3999) (0,5072) (0,4688) k gm 2,25136 2,09500 1,96135 0,53778 1,40746 (0,0265) (0,0354) (0,0348) (0,9137) (0,1996) 0,13941 1,34515 0,05736 1,55429 0,34399 0,26348 0,43484 0,63794 0,28021 (0,8896) (0,1840) (0,9545) (0,1263) (0,7321) (0,7933) (0,6653) (0,5259) (0,7803) om an Lu Ghi chú:*, **, *** tương ứng mức ý nghĩa 10%, 5% 1%; l.c RESET ** jm HET ** ht ** 0,79713 vb LM 0,01999 z NORM n định phương sai sai số thay đổi; va NORM kiểm định phân phối chuẩn; LM thống kê Lagrange Multiplier để kiểm định tự tương quan; RESET kiểm định dạng hàm; HET kiểm 10%, 5% 1% (tham khảo Pesaran cộng sự, 2001) (Nguồn: Tính tốn tác giả) y te re Giá trị tới hạntrên kiểm định đồng liên kết (F-test) có biến ngoại sinh (k=4) 3,09; 3,49 4,37 cho mức ý nghĩa tương ứng ac th si eg cd jg hg 53 t to Trước tiên, tác giả xuất phát từ kết Phần (c) nhằm xác định tồn ng quan hệ đồng liên kết (dài hạn) bất đối xứng (phi tuyến) Khác với mơ hình ARDL hi ep Bảng 4.2, lần này, giả thiết không quan hệ đồng liên kết bị bác bỏ ngoại trừ trường hợp Mỹ.Các hệ số ECT (sai số hiệu chỉnh) mang dấu âm có ý w n nghĩa thống kê Do đó, biến số giải thích mơ hình hầu hết có quan hệ dài lo ad hạn Nhìn sang Phần (a), hệ số ngắn hạn biến POS (sự giá VND) mang y th dấu âm có ý nghĩa thống kê rải rác mơ hình Nhật Bản (lưu ý có hệ số trễ ju quý thứ mang dấu dương có ý nghĩa), Hàn Quốc Thái Lan, lại mang yi dấu dương có ý nghĩa mơ hình Trung Quốc Philippines Điều cho thấy, pl ua al giá VND làm xấu cán cân thương mại Việt Nam với Hàn Quốc Thái Lan, lại làm cải thiện quan hệ thương mại với Trung Quốc n n va Philippines ngắn hạn Có thể thấy, phân đoạn (segment) đường cong J fu ngắn hạn tìm thấy Tuy nhiên, nhìn sang Phần (b), hệ số dài hạn ll biến POS mang dấu dương có ý nghĩa mơ hình Trung Quốc m oi Hàn Quốc Dấu hệ số POS mơ hình cịn lạihầu hết mang dấu âm nh at mang dấu dương khơng có ý nghĩa thống kê; đó, giá VND z làm cải thiện cán cân thương mại Việt Nam vớiTrung Quốc Hàn Quốctrong z vb dài hạn Điều đồng nghĩa điều kiện ML xác nhận mối quan hệ thương jm ht mại song phương Việt Nam với Trung Quốc Hàn Quốc Đây kết k thú vị khung phân tích tuyến tính khơng khám phá phát này, chí, gm khung tuyến tính, giá VND so với đồng Won Hàn Quốc làm xấu l.c cán cân thương mại Cuối cùng, xâu chuỗi kết thực nghiệm thu được, hiệu a Lu Việt Nam Hàn Quốc om ứng đường cong J tìm thấy trường hợp thương mại song phương n Chuyển sang tác động thu nhập thực Nhìn chung, thu nhập nước (Việt th đẩy nhu cầu mua sắm hàng nhập khẩu, làm xấu cán cân thương mại với đối tác y hàng hóa thay nhập Do đó, gia tăng thu nhập Việt Nam, thúc te re nghĩa thống kê Điều cho thấy lực hạn chế Việt Nam việc sản xuất n hệ số dài hạn biến thu nhập thực nước mang dấu âm rải rác có ý va Nam) tương quan nghịch với cán cân thương mại dài hạn Minh chứng 54 t to dài hạn Thu nhập nước ngồi góp phần cải thiện vị cán cân thương mại ng mối quan hệ với Nhật Bản, Philippines Thái Lan dài hạn, kết ngược hi ep lại cho mối quan hệ với Trung Quốc, Hàn Quốc Singapore Nhìn chung, kết hỗ trợ tính phù hợp lý thuyết thương mại quốc gia (được trình bày Phần 3.1) w n Cuối cùng, rải rác số giả thiết không kiểm định chẩn đoán bị bác lo ad bỏ mức ý nghĩa 5%, tựu chung, mơ hình phù hợp tham khảo ju y th Phần (d) yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th 55 t to PHẦN 5: KẾT LUẬN ng hi Với tính chất phổ biến mối quan hệ phi tuyến biến số kinh tế vĩ ep mơ, có đồng thuận nhà nghiên cứu việc bác bỏ giả định đối xứng nhằm đánh giá tác động bất đối xứng biến ngoại sinh Trong nghiên cứu w n này, tác giả hỗ trợ cho lập luận trước tính bất đối xứng sử dụng phương lo ad pháp NARDL theo đề xuất Shin cộng (2014) cho mơ hình thương mại song y th phương Việt Nam và9 đối tác thương mại(gồm Malaysia, Philippines, Indonesia, ju Singapore, Thái Lan, Mỹ, Trung Quốc, Nhật Bản Hàn Quốc), chiếm gần 65% tổng yi pl kim ngạch thương mại Việt Nam, cho liệu theo quý giai đoạn 2000Q1– ua al 2018Q1 Khác với nghiên cứu trước Bahmani-Oskooee Fariditavana (2015) n sử dụng mơ hình phi tuyến để phân tích dịng chảy thương mại tổng hợp phần va lại giới quốc gia cụ thể Kết tác giả cho thấy n ll fu quan hệ đồng liên kết bất đối xứng phân tích nghiên cứu thiếu chứng để oi m hỗ trợ tác động bất đối xứng dài hạn đáng kể tỷ giá hối đoái Tác giả nghi ngờ nh phát vấn đề sai lệch tổng hợp thường xảy sử dụng liệu tổng at hợp Để tránh nhược điểm này, nghiên cứu, tác giả phân tích chi tiết z cách tập trung vào quan hệ thương mại song phương Việt Nam với đối tác z ht vb thương mại jm Sử dụng khung phân tích tuyến tính truyền thống, mối quan hệ đồng liên kết k dài hạn xác lập 4/9 trường hợp: Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia Thái gm Lan Tuy vậy, điều kiện ML hiệu ứng đường cong J không xác nhận l.c trường hợp Tác giả cho rằng, việc giả định hiệu ứng đối xứng mối quan om hệ thay đổi tỷ giá cán cân thương mại chưa đánh giá toàn diện mối quan hệ a Lu Thực nghiệm ủng hộ suy đoán này, khung phân tích phi tuyến, 8/9 trường n th mơ hình thương mại, gia tăng thu nhập nước đa phần làm xấu cán cân y song phương Việt Nam Hàn Quốc Bên cạnh đó, tương tự kỳ vọng từ te re Quốc Cuối cùng, hiệu ứng đường cong J ghi nhận mối quan hệ thương mại n hơn, hiệu ứng ML dài hạn tìm thấy trường hợp Trung Quốc Hàn va hợp (ngoại trừ Mỹ), mối quan hệ đồng liên kết bất đối xứng xác lập Quan trọng 56 t to thương mại Việt Nam đối tác, gia tăng thu nhập nước ngồi có ng ảnh hưởng đáng kể đến cán cân (có thể làm xấu cải thiện) hi ep Nghiên cứu có ý nghĩa sách quan trọng Trong kinh tế mở nhỏ, w Việt Nam, nhà hoạch định sách sử dụng sách phá giá hiệu n quả, số đối tác (Trung Quốc Hàn Quốc), để tăng xuất lo ad thúc đẩy tăng trưởng kinh tế dài hạn Tuy nhiên, nhà hoạch định nên đánh y th giá lợi ích cán cân thương mại với tác động bất lợi tiềm tàng phá giá lâu dài ju Tác động không mong muốn truyền dẫn tỷ giá hối đoái sang lạm phát yi pl VND dần giá so với USD mặt danh nghĩa thực, nhân tố kinh tế ua al trị nước giới, dẫn đến giá tiêu dùng tăng liên tục Hơn nữa, việc n tăng giá nước dẫn đến chi phí sản xuất cao làm suy yếu tác động tích cực va phá giá lên cán cân thương mại Tác động bất lợi thứ hai phụ thuộc cao n ll fu sản xuất xuất Việt Nam vào hàng hóa nguyên liệu trung gian nhập oi m Do đó, gia tăng lực cạnh tranh nhà sản xuất nước xuất nh phát từ phá giá thực bị xói mịn tăng giá nhập khẩu, dẫn đến chi phí sản xuất at cao Cuối cùng, việc phá giá thực, mặt cải thiện lực cạnh tranh hàng z hóa nội địa thị trường quốc tế, gia tăng xuất mở rộng kinh tế; nhiên, z ht vb đời sống người dân Việt Nam nâng cao, đến lượt cán cân thương mại chịu áp jm lực tiêu cực, tâm lý chi tiêu hàng ngoại xa xỉ, phụ thuộc vào hàng hóa, trung k gian đầu vào từ bên làm xấu cán cân thương mại Để giảm thâm hụt thương gm mại cao tăng khả cạnh tranh quốc gia trung dài hạn, nhà om l.c hoạch định nên sử dụng sách thay thế, tăng suất lao động đầu tư vào ngành công nghệ cao, nơi mà nhu cầu quốc tế phụ thuộc vào biến động n a Lu giá liên quan đến thay đổi tỷ giá hối đoái thực n va y te re th t to DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO ng hi Agbola, W F (2004) Does devaluation improve trade balance of Ghana? School of ep Policy, University of New Castle, Callaghan, NSW 2308, Australia w Ali, W., Abdullah, A., & Azam, M (2017) Re-visiting the environmental Kuznets n lo curve hypothesis for Malaysia: Fresh evidence from ARDL bounds testing approach ad Renewable and Sustainable Energy Reviews, 77, 990–1000 y th ju Ari, A., Cergibozan, R., & Cevik, E (2018) J-curve in Turkish bilateral trade: A yi nonlinear approach The International Trade Journal, 33(1), 31–53 pl ua al Arize, A C., & Malindretos, J (2012) Foreign exchange reserves in Asia and its n va 32 n impact on import demand International Journal of Economics and Finance, 4(3), 21– ll fu Bahmani-Oskooee, M (1985) Devaluation and the J-Curve: Some evidence from oi m LDCs The Review of Economics and Statistics, 67(3), 500–504 at nh Bahmani-Oskooee, M (1989) Devaluation and the J-Curve: Some Evidence for LDCs: Errata The Review of Economics and Statistics, 71(3), 553–554 z z vb Bahmani-Oskooee, M., & Baek, J (2016) Asymmetry cointegration and the J-Curve: Paper No 83195 k jm ht New evidence from Korean bilateral trade balance models with her 14 partners MPRA gm Bahmani-Oskooee, M., &Brooks, T.J (1999) Bilateral J-curve between U.S and her om l.c trading partners Weltwirtschaftliches Archiv, 135(1), 156–165 Bahmani-Oskooee, M., & Fariditavana, H (2015) Nonlinear ARDL approach, n a Lu asymmetric effects and the J-Curve Journal of Economic Studies, 42, 519–530 th Economic Development, 43(2), 29–43 y from developing world: An asymmetry analysis of the J-curve effect Journal of te re Bahmani-Oskooee, M., & Harvey, H (2018) The U.S trade balance with partners n J-Curve phenomenon.Open Economies Review, 27, 51–70 va Bahmani-Oskooee, M.,& Fariditavana, H (2016) Nonlinear ARDL approach and the t to Bahmani-Oskooee, M., & Ratha, A (2007) The bilateral J-Curve: Sweeden versus her ng 17 major trading patners International Journal of Applied Economics, 4(1), 1–13 hi ep Bahmani-Oskooee, M., Bose, N.,& Zhang, Y (2018) Asymmetric cointegration, w nonlinear ARDL and the J-curve: A bilateral analysis of China and its 21 trading n partners Emerging Markets Finance and Trade, 54(13), 3131–3151 lo ad Bewley, R (1979) The direct estimation of the equilibrium response in a linear y th dynamic model Economic Letters, 3, 357–361 ju yi Bhattari, R K., & Armah, K M (2005) The effect of exchange rate on the trade pl al balance: Evidence of co-integration analysis Centre of Economic Policy, University of n ua Hull, United Kingdom n va Bussiere, M (2013) Exchange rate pass-through to trade prices: The role of oi m 758 ll fu nonlinearities and asymmetries Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 75, 731– nh Engle, R F., & Granger, C W J (1987) Cointegration and error correction model at representation estimation and testing Econometrics, 55, 227–251 z z Hacker, R S., & Hatemi, J (2003) The effect of exchange rate changes on trade vb jm ht balances in the short and long run Economics of transition, 12(4), 777–799 k Halicioglu, F (2007) The bilateral J-curve: Turkey versus her 13 trading partners gm Journal of Asian Economics, 19(3), 236–243 model Applied Economics, 40(18), 2423–2429 om l.c Halicioglu, F (2008) The J-curve dynamics of Turkey: An application of ARDL a Lu Harris, R., & Sollis, R (2003) Applied Time Series Modelling and Forecasting West n y te re balance Dissertation (ph.D) of Illinois, Urbana-Champaign n Hernan, R C (1998) Testing the short and long run exchange rate effects on trade va Sussex: Wiley th t to Jalil, A., & Ma, Y (2008) Financial development and economic growth: Time series ng evidence from Pakistan and China Journal of Economic Cooperation among Islamic hi ep Countries, 29, 29–68 w Johansen, S., & Juselius, K (1990) Maximum likelihood estimation and inference of n co-integration with applications to demand for money Oxford Bulletin of Economics lo ad and Statistics, 52, 164–210 y th Lal, K A., & Lowinger, C T (2002) Nominal effect exchange rate and trade balance ju yi adjustments in South Asia countries Journal of Asian Economics, 13, 371–383 pl al Le Hoang Phong, Ho Hoang Gia Bao, & Dang Thi Bach Van (2017) Testing J-Curve n ua phenomenon in Vietnam: An Autoregressive Distributed Lag (ARDL) Approach va International Econometric Conference of Vietnam, ECONVN 2018: Econometrics for n Financial Applications, 491–503 ll fu m Magee, S P (1973) Currency contracts, pass-through and devaluation Brookings oi Papers on Economic Activity, 4(1), 303–325 nh at Meade, E (1988) Exchange rates, adjustment, and the J-curve Federal Reserve z z Bulletin, 1988 (Oct), 633–644 vb jm ht Moffett, M (1989) The J-curve revisited: An empirical examination for the United States Journal of International Money and Finance, 8(3), 425–444 k om l.c Bulletin,6(10),1–17 gm Moura, G., &Da Silva, S (2005) Is there a Brazilian J-Curve? Economics Nguyen Cam Nhung, Bui Tu Anh, Le Thi Hue, &Nguyen Thi Cam Huyen (2018) a Lu The impact of exchange rate movements on trade balance between Vietnam and n Japan:J-curve effect test VNU Journal of Science: Economics and Business, 34(2), y te re th Curve Economics Bulletin, 5(18), 1–13 n Onafowora, O (2003) Exchange rate and trade balance in East Asia: Is there a J- va 17–27 t to Pesaran, M H., Shin, Y., & Smith, R J (1997) Testing for the existence of a long run ng relationship DAE Working Papers Amalgamated Series, No 9622, University of hi ep Cambridge w Pesaran, M H., Shin, Y., & Smith, R J (2001) Bounds testing approaches to the n analysis of level relationships Journal of Applied Econometrics, 16(3), 289–326 lo ad Puah, C.-H., Yong, S.-W., Shazali, A M., & Evan, L (2008) Exchange rate and trade y th balance nexus in ASEAN-5 Labuan Bulletin of International Business & Finance, 6, ju yi 19–37 pl Economics, 24, 53–68 n ua al Rose, A K., & Yellen, J L (1989) Is there a J-Curve effect? Journal of Monetary n va Shin, Y., Yu, B., & Greenwood-Nimmo, M (2014) Modelling Asymmetric ll fu Cointegration and Dynamic Multipliers in an ARDL Framework In: Horrace,W.C., oi Business Media, New York m Sickles, R.C (eds), Festschrift in Honor of Peter Schmidt Springer Science and nh at Sivrikaya, A., & Ongan, S (2019) BREXIT and the J-Curve Hypothesis for the UK: z z A Nonlinear ARDL Approach Sosyoekonomi, 27(40),229–239 vb IMF Working Paper, WP /04/65 k jm ht Stucka, T (2004) The effect of exchange rate change on the trade balance in Croatia gm Suwanhirunkul, S., & Masih, M.(2018) Exchange rate and trade balance linkage: om University Library of Munich, Germany l.c Sectoral evidence from Thailand based on nonlinear ARDL MPRA Paper 87541, n Vietnam Asian Economic and Financial Review, 7(9), 858–868 a Lu Thi Xuan Thom (2017) Exchange rate, trade balance, and the j-curve effect in y te re th 1–26 n trade balance: An ARDL cointegration approach Lahore Journal of Economics, 15(1), va Waliullah, M K K., Kakar, R., & Khan, W (2010) The determinants of Pakistan’s t to Wickens, M R., & Breusch, T S (1998) Dynamic specification, the long-run and the ng estimation of transformed regression models Economic Journal, 98(S), 189–205 hi ep Ziramba, E., & Chifamba, R (2014) The J-curve dynamics of South African trade: w Evidence from the ARDL approach European Scientific Journal, 10(19), 346–358 n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th