Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2021 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH PHẠM THỊ LIỂU HOANH TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ ĐẾN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT N[.]
GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI
Lý do chọn đề tài
Vào thời điểm mà nền kinh tế đi vào xu hướng toàn cầu hội nhập kinh tế và tự do thì tỷ giá là một yếu tố quan trọng và có khả năng ấn định đối với nhiều nền kinh tế Đối với giai đoạn hiện nay, kinh tế của mỗi quốc gia đều có mối quan hệ mật thiết với kinh tế quốc tế thì sự nhạy cảm của tỷ giá đóng một vai trò cực kỳ quan trọng Tỷ giá là yếu tố liên quan trực tiếp đến cán cân thương mại (CCTM), hoạt động thanh toán của một quốc gia, sự biến đổi CCTM nó ảnh hưởng rất nhiều đến hoạt động xuất nhập khẩu (XNK) của một quốc gia vì vậy sự thay đổi của tỷ giá góp phần ảnh hưởng đến sự nâng cao hay sụt giảm kinh tế của một đất nước Mặt khác, đối với ngân hàng trung ương thì các chính sách tỷ giá là một thành phần để điều tiết chính sách tiền tệ quốc gia và nó có tác động đến các chính sách tài chính cũng như hoạt động vĩ mô khác.
Khắc phục những yếu điểm của CCTM được xem là mục tiêu cũng như hoạt động quan trọng của kinh tế vĩ mô đất nước, mặt khác nó cũng thúc đẩy việc tăng lên của dự trữ về ngoại hối, bình ổn đồng tiền nội tệ, phát triển bền vững sự tăng trưởng kinh tế Do đó, các biện pháp để thay đổi tình hình CCTM của Việt Nam trong công tác quản lý kinh tế vĩ mô đóng vai trò cấp bách Vì vậy, tác động của tỷ giá là vấn đề luôn được quan tâm và nghiên cứu Các chính sách tác động của tỷ giá luôn được suy xét và hướng đến mục tiêu tạo đòn bẩy đến hướng bền vững phát triển của hoạt động XNK, từ đó thúc đẩy CCTM được cải thiện, tăng nguồn dự trữ ngoại hối và tất cả hướng đến mục tiêu chung đó là phát triển kinh tế quốc gia toàn diện.
Theo lý thuyết, xuất – nhập khẩu là hai phần của CCTM Hoạt động xuất khẩu (XK) hàng hóa sẽ tạo ra dòng tiền thu vào của đất nước và từ đó tạo ra nguồn cung tiền cho nền kinh tế Ngược lại, nhập khẩu (NK) hàng hóa là tạo ra dòng tiền chi ra khỏi đất nước và tạo ra cầu tiền cho nền kinh tế Tình hình so sánh giữa xuất – nhập khẩu trong nền kinh tế sẽ tạo ra ba trạng thái chính của CCTM đó là thặng dư, thâm hụt và cân bằng Khi giá trị XK cao hơn giá trị NK sẽ tạo ra trạng thái thặng dư ngược lại giá trị
XK thấp hơn giá trị NK tạo ra trạng thái thâm hụt và nếu hai giá trị này bằng nhau sẽ tạo ra trạng thái cân bằng (Lê Phan Thị Diệu Thảo và cộng sự, 2015).Trong các nhân tố tỷ giá, lạm phát hay chính sách thương mại được xem là những
2 thành phần có liên quan mật thiết đến sự ảnh hưởng đối với NK của nền kinh tế đất nước, trong đó tỷ giá được xem là nhân tố trọng yếu nhất.
Theo số liệu thống kê từ các cơ quan chức năng trong giai đoạn từ 1999 – 2002 thì tình hình của CCTM Việt Nam chủ yếu là trạng thái cân bằng và thặng dư, tuy nhiên đến năm 2003 – 2010 thì lại rơi vào trạng thái mất cân bằng thâm hụt và giá trị có xu hướng kéo dài Tổng cục Hải Quan cung cấp số liệu vào năm 2003 thì trạng thái thâm hụt thương mại vào khoảng 2.580 tỷ đô la, đến năm 2008 thì mức thâm hụt này đã tăng đến 12.780 tỷ đô la, tăng gấp 5 lần so với năm 2003 Con số thâm hụt này lại tiếp tục tăng đến năm 2009 thì giá trị thâm hụt là 15.410 tỷ đô so với năm 2003 thì tăng gần 6 lần. Đến năm 2010 thì nhập siêu vẫn là chủ yếu tại Việt Nam với mức thâm hụt khoảng 12 tỷ đô la Tuy nhiên những năm trở lại đây thì tình hình thâm hụt có những bước cải thiện tích cực Mức thâm hụt đã giảm dần và chuyển dần sang trạng thái thặng dư, đến năm 2012 thì đã đạt đến trạng thái thặng dư nhẹ Theo Tổng cục Hải quan thống kê thì đến năm 2016 thì trạng thái thặng dư là 1.78 tỷ đô la, năm 2017 là 2.11 tỷ đô la và đạt kỷ lục trong năm 2018 là 6.8 tỷ đô la Trong ba năm liên tiếp từ 2016 – 2018 thì Việt Nam chủ yếu là hoạt động xuất siêu và đến năm 2018 thì Việt Nam đạt trạng thái thặng dư của CCTM với hơn 150 quốc gia và vùng lãnh thổ, tuy nhiên vẫn có trạng thái thâm hụt với 85 đối tác quốc gia, vùng lãnh thổ.
Với thời điểm hiện nay, nền kinh tế luôn nằm trong bối cảnh có sự biến động và tác động của tỷ giá là một trong những yếu tố thường xuyên thì việc xác định, quản trị nó là vô cùng quan trọng Từ trước đến nay có rất nhiều công trình nghiên cứu trong và ngoài nước đã kết luận được những tác động cũng như mức độ tác động yếu tố tỷ giá đến CCTM đất nước Tổng quát chung thì các nghiên cứu trước đây đều có chung kết luận rằng khi các yếu tố khác không đổi thì đồng nội tệ nếu tăng giá sẽ tác động làm cho giả cả hàng hóa trong nước trở nên đắt đỏ so với các mặt hàng ở nước ngoài chính điều này sẽ tác động làm cho việc NK nước ngoài ngày càng nhiều hơn và XK bị hạn chế làm cho XK ròng giảm Ngược lại đồng nội tệ nếu giảm giá sẽ tác động làm cho giả cả hàng hóa trong nước trở nên rẻ hơn so với các mặt hàng ở nước ngoài chính điều này sẽ tác động làm cho việc NK nước ngoài bị hạn chế và XK được khuyến khích làm cho XK ròng tăng lên Hoạt động XNK là hoạt động quan trọng trong nền
3 kinh tế và tỷ giá có tác động trực tiếp đến CCTM của hoạt động XNK vì thế CCTM tốt hay xấu đi đều bị tỷ giá chi phối Chính vì xuất phát từ tính cấp thiết đó tác giả quyết định chọn đề tài: “Tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam” để làm vấn đề nghiên cứu và hoàn thành luận văn của mình.
Mục tiêu nghiên cứu
Trên khung lý thuyết liên quan đến tỷ giá, CCTM, tác động của tỷ giá đến CCTM, mục tiêu của nghiên cứu này là xây dựng mô hình nghiên cứu để đo lường tác động của tỷ giá đến CCTM Việt Nam Từ đó, đưa ra những hàm ý chính sách để cải thiện tình hình CCTM Việt Nam.
Một là, nhận diện được các yếu tố tỷ giá, chỉ số tăng trưởng kinh tế tác động đến
Hai là, đánh giá mức độ tác động của các yếu tố tỷ giá, chỉ số tăng trưởng kinh tế đến
CCTM Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2018.
Ba là, đưa ra một số hàm ý chính sách tỷ giá và khuyến nghị gợi ý nhằm cải thiện
CCTM Việt Nam trong thời gian tới.
Câu hỏi nghiên cứu
Một là, các yếu tố nào tác động đến CCTM Việt Nam?
Hai là, mức độ tác động của các yếu tố tỷ giá, chỉ số tăng trưởng kinh tế đến CCTM
Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2018 như thế nào?
Ba là, các hàm ý chính sách liên quan đến tỷ giá nào cần được đưa ra để cải thiện
CCTM Việt Nam trong thời gian tới?
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
1.4.1 Đối tượng nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu được xác định cụ thể là tỷ giá và CCTM bao gồm: tình hình tỷ giá đồng tiền của Việt Nam so với tiền tệ của các nước đối tác, tỷ giá thực đa phương,giá trị của hoạt động XNK của Việt Nam, tốc độ tăng trưởng của tổng sản phẩm quốc nội (GDP) của Việt Nam và các quốc gia thương mại của Việt Nam.
Phạm vi không gian: Tác động của tỷ giá thực đa phương và tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam cùng các quốc gia là đối tác của Việt Nam đến CCTM Việt Nam.
Phạm vi thời gian: Trong giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2018.
Phương pháp nghiên cứu
Luận văn sử dụng phương pháp định lượng dữ liệu chuỗi thời gian để phân tích sự tác động của tỷ giá lên CCTM Hầu hết các chuỗi thời gian kinh tế đều có tính xu hướng và vì vậy thường là chuỗi không dừng Sử dụng chuỗi dữ liệu không dừng có thể dẫn đến hiện tượng hồi quy giả mạo Khi đó kết quả ước lượng bằng mô hình hồi quy bình phương tối thiểu dạng gộp (Pooled OLS) sẽ có hiện tượng hồi quy giả mạo và cho kết quả thiếu chính xác Tồn tại tác động đồng thời nào đó lên những biến này làm diễn biến của chúng gắn kết với nhau trong dài hạn Nếu bỏ qua quan hệ đồng liên kết của các biến thì nhà nghiên cứu đã bỏ qua quan hệ dài hạn chỉ ước lượng quan hệ ngắn hạn.
Vì vậy tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng, ước lượng mô hình hồi quy dữ liệu chuỗi thời gian bằng lý thuyết đồng liên kết (Cointegration Theory) và mô hình tự hồi quy phân phối trễ (ARDL) để ước lượng quan hệ dài hạn và ngắn hạn giữa tỷ giá và CCTM Việt Nam bằng phần mềm STATA 14 ARDL là sự kết hợp giữa mô hình hồi quy bình phương nhỏ nhất (OLS) và VAR (tự hồi quy vector) Trong đó ARDL được xem là mô hình hoàn thiện, có tính ứng dụng cao và linh hoạt cho việc phân tích các chuỗi thời gian đa biến.
Dữ liệu nghiên cứu được lấy trong giai đoạn 2008 – 2018 Nguồn số liệu: Số liệu tỷ giá lấy từ trang web của Ngân hàng Nhà nước và báo cáo của các Ngân hàng thương mại (ví dụ: Vietcombank…) Số liệu giá trị XNK lấy từ Tổng cục Thống kê và Tổng cục Hải quan Các số liệu chỉ số giá tiêu dùng (CPI), GDP lấy từ các nguồn số liệu tại các cơ quan có thẩm quyền như Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF), Bộ Tài Chính, …
Đóng góp của đề tài
Về mặt thực tiễn, nghiên cứu này cung cấp kết quả có giá trị cao, cho người đọc cái nhìn cụ thể và chi tiết về tỷ giá, CCTM cũng như sự ảnh hưởng của tỷ giá đến CCTM.Đồng thời, trong nghiên cứu này tác giả cũng đề xuất những hàm ý chính sách cũng như một số giải pháp cụ thể, thực tế cho các nhà quản trị, các nhà làm chính sách đưa
5 ra quyết định, cân nhắc các chính sách hợp lý để cải thiện được tình hình CCTM, tầm soát các rủi ro có thể xảy ra từ sự ảnh hưởng của tỷ giá đến CCTM Việt Nam Mở rộng hơn đó là những khuyến nghị cho Chính phủ cũng như Ngân hàng Nhà nước về sự tác động của tỷ giá, nhằm giúp các cơ quan ban ngành lãnh đạo có thẩm quyền đưa ra những chính sách vĩ mô, chính sách tiền tệ duy trì sự ổn định của nền kinh tế vững chắc, hoạt động hiệu quả và nâng cao vị thế của Việt Nam.
Kết cấu của luận văn
Với mục tiêu và phương pháp nghiên cứu nêu trên, bố cục luận văn gồm có 05 chương. Dưới đây tác giả sẽ giới thiệu tiêu đề và nội dung chính mà tác giả sẽ trình bày trong từng chương như sau:
Chương 1: Giới thiệu đề tài
Chương này bao gồm các nội dung chính như lý do chọn đề tài, câu hỏi và mục tiêu nghiên cứu, phạm vi và đối tượng nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu, đóng góp của đề tài.
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TỶ GIÁ VÀ CÁN CÂN THƯƠNG MẠI 7 2.1 Lý thuyết liên quan đến tỷ giá
Khái niệm tỷ giá
Tỷ giá hối đoái theo Krugman và cộng sự (2012) được xem là giá của đồng tiền tại một quốc gia đang xét tới với giá của một đồng tiền tại một quốc gia khác, hay nó được xem là tỷ lệ quy đổi của một đồng tiền tại quốc gia này so với đồng tiền tại quốc gia khác, hay là lượng ngoại tệ được dùng để quy đổi một đồng nội tệ.
Lê Phan Thị Diệu Thảo và cộng sự (2015) cho rằng “tỷ giá là giá của một đơn vị tiền tệ này được biểu thị thông qua một số lượng đơn vị tiền tệ khác” Ví dụ, tại một thời điểm, tỷ giá giữa hai đồng tiền USD và VND đang được giao dịch ở mức USD1=VND22,800 và tỷ giá giữa hai đồng tiền EUR và USD đang được giao dịch ở mức EUR1=USD1.2560; trong ví dụ này, tỷ giá USD1=VND22,800 cho biết giá của 01 USD là 22,800VND, còn tỷ giá EUR1=USD1.2560 cho biết giá của 01 EUR là 1.2560USD. Đối với chế độ bản vị vàng, quan hệ so sánh chênh lệch 2 đồng tiền vàng của 2 nước với nhau hoặc là so sánh chênh lệch hàm lượng vàng của 2 đồng tiền 2 nước với nhau được coi là tỷ giá hối đoái Ví dụ: 1 bảng Anh được quy đổi xấp xỉ 2.488 gram vàng, 1 đô la Mỹ thì là 0.889 gram vàng vì vậy chúng ta có thể lấy sự quy đổi đó lấy chênh lệch quy đổi ra tỷ giá so sánh giữa bảng Anh và đô la Mỹ như sau: 1 bảng Anh 2.488/0.889 = 2.789 đô la Mỹ Vì vậy, trong chế độ tính bản vị hối đoái thì tỷ giá hối đoái được xem là giá cả của đơn vị tiền tệ của quốc gia được tính so với một quốc gia khác hay có thể xem là mối quan hệ so sánh giữa giá cả của 2 quốc gia khác nhau.
Ta có hai cách để yết giá đó là yết giá trực tiếp và yết giá gián tiếp:
Yết giá trực tiếp là cách yết mà tỷ giá đồng ngoại tệ sẽ được tính theo đơn vị của đồng nội tệ Ví dụ tỷ giá đô la Mỹ/ Việt Nam đồng vào ngày 10/11/2020 là 23,370 Việt Nam đồng, ở đây tính là giá trị 1 đô la Mỹ được thể hiện trực tiếp bằng đồng Việt Nam. Yết giá gián tiếp là cách yết mà tỷ giá đồng nội tệ sẽ được tính theo đơn vị của đồng ngoại tệ Ví dụ tại ngân hàng ở Anh thì ngân hàng yết giá 1 bảng Anh = 1.823 đô la
Mỹ, ở đây tính là giá trị đồng nội tệ bảng Anh được yết gián tiếp thông qua đồng đô la
Mỹ là đồng ngoại tệ.
Trong khi yết tỷ giá thì đồng tiền nào đứng trước gọi là đồng yết giá hay đồng tiền đơn vị, đồng tiền đứng sau gọi là đồng định giá là một số đơn vị tiền tệ phụ thuộc vào sự thay đổi của đồng yết giá Lê Phan Thị Diệu Thảo và cộng sự (2015) cũng cho rằng “tỷ giá biểu thị tương quan giá trị giữa hai đồng tiền cấu thành tỷ giá” Trong nghiên cứu này thì tác giả sử dụng cách yết lấy đồng ngoại tệ quy đổi ra đồng nội tệ, điều này có nghĩa là nếu tỷ giá tăng lên sẽ làm mất giá đồng nội tệ và ngoại tệ lên giá hay ngược lại.
Phân loại tỷ giá
Theo Krugman và cộng sự (2012) thì tỷ giá cũng được phân loại theo các tiêu thức đó là kỳ hạn, tính chất tỷ giá, phương thức thanh toán, hoạt động thanh toán ngoại thương và chế độ tỷ giá.
Căn cứ vào tiêu thức thời điểm thanh toán, tỷ giá được chia thành 2 loại:
Tỷ giá giao ngay Tỷ giá kỳ hạn Đây là loại tỷ giá được sử dụng cho các hoạt động giao dịch thương mại trong ngày hoặc là ngày làm việc chậm sau hai ngày tuy nhiên sẽ loại trừ những ngày nghỉ cuối tuần và những ngày nghỉ hàng tuần tại các quốc gia Hồi giáo. Đây là loại tỷ giá được sử dụng cho các hợp đồng ngoại thương có tính chất thời hạn, thời hạn của các hợp đồng này được tính bắt đầu từ ngày ký hợp đồng đến ngày hiệu lực của tiền trong khoảng thời gian 1, 3, 6, 9 hay 12 tháng.
Căn cứ vào tiêu thức tính chất của tỷ giá, tỷ giá được chia thành 2 loại:
Tỷ giá danh nghĩa Tỷ giá thực tế Đây là loại tỷ giá được tính toán dựa trên giá trị danh nghĩa của đồng tiền, tỷ giá này hoàn toàn không thể hiện sự cạnh tranh của các loại sản phẩm, hàng hóa trong nước tại các giao dịch thương mại XNK quốc tế. Đây là loại tỷ giá danh nghĩa đã được tính toán theo giá tương đối của các quốc gia trong đó đã tính đến yếu tố sức mua trong thực tế và sự cạnh tranh hàng hóa của các quốc gia Đối với các phương tiện thông tin quảng bá rộng lớn thì tỷ giá này là tỷ giá được công bố rộng rãi Công thức để tính tỷ giá thực tế: Tỷ giá thực tế = Tỷ giá danh nghĩa * chênh lệch của mức giá nước ngoài / mức giá trong nước.
Căn cứ vào tiêu thức phương tiện thanh toán, tỷ giá được chia thành 2 loại:
Tỷ giá điện hối Tỷ giá thư hối Đây là loại tỷ giá ngoại hối chuyển bằng điện được xem là cơ sở để tính toán các loại tỷ giá khác. Đây là loại tỷ giá chuyển ngoại hối thông qua thư.
Căn cứ vào tiêu thức cơ chế quản lý ngoại hối, tỷ giá được chia thành 2 loại: Đối với các quốc gia chưa phát triển hoặc phát triển kém thì tại thị trường ngoại hối xuất hiện tình trạng thị trường chợ đen, lúc này tỷ giá lại được chia thành hai loại một là loại do ngân hàng nhà nước quy định; hai là tỷ giá tại chợ đen do sự quan hệ mật thiết cầu và cung tiền tệ chi phối.
Căn cứ vào tiêu thức hoạt động thanh toán ngoại thương, tỷ giá được chia thành 2 loại:
Tỷ giá xuất khẩu Tỷ giá nhập khẩu Đây là loại tỷ giá được tính dựa trên giá cả hàng hóa đem XK với điều kiện giao lên tàu (FOB) bằng giá ngoại tệ với giá buôn của doanh nghiệp cộng thêm thuế
XK tính dựa trên đồng nội tệ. Đây là loại tỷ giá được tính dựa trên tỷ số giữa giá bán buôn của hàng NK tại cảng bến theo đồng nội tệ với giá NK tính bằng đồng ngoại tệ.
Tỷ giá NK và tỷ giá XK là hai khái niệm chính xác hơn khái niệm tỷ suất phí giữa hoạt động NK và hoạt động XK Đối với các doanh nghiệp XNK thì để tối đa hóa lãi thì tỷ giá XK < tỷ giá chính thức < tỷ giá NK.
Căn cứ vào tiêu thức chế độ tỷ giá hối đoái, tỷ giá được chia thành 3 loại:
Tỷ giá hối đoái cố định Tỷ giá thả nổi hoàn toàn Tỷ giá thả nổi có quản lý Đây là loại tỷ giá được nhà nước quản lý, chỉ đạo niêm yết cố định quan hệ giữa đồng ngoại tệ và nội tệ. Đây là loại tỷ giá được xét dựa vào việc thông qua quan hệ cung cầu trên thị trường ngoại hối. Đây là loại tỷ giá được sử dụng phổ biến nhất vì nó là phối hợp của tỷ giá hối đoái cố định và tỷ giá thả nổi hoàn toàn tuy nhiên nó được điều chỉnh để cải thiện những khuyết điểm của hai loại tỷ giá trên.
Các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ giá
❖ Các yếu tố thuộc về dài hạn
Tương quan lạm phát giữa hai đồng tiền
Theo Krugman và cộng sự (2012) thì tỷ giá giữa hai đồng tiền phải biến động để phản ánh tương quan lạm phát giữa chúng theo lý thuyết ngang giá sức mua có công thức như sau:
LE gọi là tỷ lệ thay đổi tỷ giá qua một năm
Tỷ lệ lạm phát tính theo một năm trong nước là £
Tỷ lệ lạm phát tính theo một năm ở nước ngoài là £*
Trong ngắn hạn thì tỷ lệ lạm phát trong nước và nước ngoài có sự thay đổi không đáng kể tuy nhiên trong dài hạn thì sự thay đổi có xu thế thường xuyên và rõ rệt Do đó, sự tương quan lạm phát sẽ được tính đến trong xu hướng dài hạn Vì vậy, tỷ giá thay đổi hay biến động do yếu tố lạm phát hay chênh lệch lạm phát giữa hai đồng tiền thì quốc gia nào có tỷ lệ lạm phát cao hơn thì sức mua của đồng tiền tại quốc gia đó sẽ giảm đi (Krugman và cộng sự, 2012).
Xét về góc độ lý thuyết thì ngoại hối cũng là một loại hàng hóa rất đặc biệt vì thế ngoại hối có tính chất được định giá Giá của ngoại hối cũng được nhiều yếu tố tác động và nó cũng biến động theo các yếu tố đó ví dụ như lạm phát, giảm phát hay quan hệ cung cầu ngoại hối trong thị trường theo các nghiên cứu thì tỷ lệ lạm phát là một yếu tố ảnh hưởng rất nhiều đến tỷ giá hối đoái, cụ thể là tỷ giá thực vì tỷ giá này được tính dựa trên tỷ giá danh nghĩa và tỷ lệ lạm phát Vì vậy, chính phủ khi đưa ra các công cụ để quản lý giá thì lạm phát là yếu tố không thể bỏ qua và cần được phân tích kĩ lưỡng để phòng tránh những rủi ro có thể xảy ra với yếu tố này.
Giá cả hàng hóa thế giới XK hay NK lần lượt tăng hay giảm đều có tác động trong việc cải thiện CCTM, nó tác động làm cho cung tăng, cầu giảm về ngoại tệ hay khiến tỷ giá giảm xuống Điều này ngược lại giá cả hàng hóa thế giới XK hay NK lần lượt giảm hay tăng đều có tác động trong việc CCTM sẽ xấu đi, nó tác động làm cho cung giảm, cầu tăng về ngoại tệ hay khiến tỷ giá tăng lên.
Thu nhập thực của người không cư trú và người cư trú
Xét về thu nhập thực của người không cư trú và người cư trú theo Krugman và cộng sự
(2012) thì thu nhập thực của người không cư trú thấp hơn so với người cư trú nhiều,điều này tác động làm NK ròng tăng lên, cầu ngoại tệ tăng lên tác động làm tăng tỷ giá lên Ngược lại nếu thu nhập tăng lên của người không cư trú tương đối so với người cư trú sẽ tác động làm cho XK ròng tăng, cung ngoại tệ tăng làm cho tỷ giá giảm.
Thuế quan và hạn ngạch trong nước
Theo Krugman và cộng sự (2012) đối với những chính sách quốc gia liên quan đến việc tăng hạn mức thuế quan, áp dụng hạn ngạch đối với những mặt hàng NK sẽ làm giảm cung của ngoại tệ điều này sẽ làm cho tỷ giá tăng lên Ngược lại, nếu nước ngoài giảm hạn mức thuế quan, gỡ bỏ hạn ngạch đối với hàng hóa NK sẽ tác động làm cung ngoại tệ tăng lên và tỷ giá sẽ giảm xuống.
Hàng ngoại được ưa chuộng hơn
Trong nước mà người dân lại thích sử dụng hàng ngoại nhập hơn thì làm cho kích thích
NK tăng cao sẽ làm cầu ngoại tệ từ đó tăng lên khiến cho tỷ giá tăng lên.
Yếu tố quyết định đến thu nhập từ người lao động nước ngoài Đối với người lao động từ nước ngoài thì số lượng lao động, thu nhập, lương thưởng, số tiền tiết kiệm của họ và những yếu tố liên quan thu nhập từ đầu tư tại nước ngoài, tỷ lệ sinh lời cũng có tác động đến tỷ giá Khi thu nhập lớn hơn chi dùng thì CCTM sẽ dương điều này làm cho ngoại tệ có cung tăng lên tác động tỷ giá giảm ngược lại thu nhập thấp hơn chi dùng thì làm CCTM sẽ âm làm cho cầu ngoại tệ tăng lên tác động làm tỷ giá tăng lên CCTM, cán cân dịch vụ, cán cân chuyển giao một chiều là những thành phần tác động rất nhiều đến cán cân vãng lai vì vậy cũng tác động đến xu hướng biến động của tỷ giá trong dài hạn.
❖ Các yếu tố thuộc về ngắn hạn
Tương quan giữa hai đồng tiền về lãi suất
Theo Krugman và cộng sự (2012) đối với lý thuyết về ngang giá lãi suất, thì tương quan lãi suất được thể hiện trên tỷ giá giữa hai đồng tiền, theo công thức:
LE là tỷ lệ phần trăm thay đổi tỷ giá sau một năm
R: tỷ lệ lãi suất của nội tệ trong 1 năm
R* : tỷ lệ lãi suất của ngoại tệ trong 1 năm
Vì R và R* là hai mức mức lãi suất nên toàn bộ sự thay đổi của hai mức lãi suất này sẽ gần như phụ thuộc rất nhiều của ngân hàng nhà nước đối với chính sách tiền tệ vì cơ quan này sẽ phải có những hoạt động thường xuyên nhằm có những tác động tích cực cải thiện cho nền kinh tế, lãi suất thay đổi càng nhiều sẽ kéo theo tỷ giá biến động cũng nhanh chóng Theo các nghiên cứu thì quan hệ giữa lãi suất của hai đồng tiền có tính quyết định trong sự vận hành của tỷ giá ở ngắn hạn.
Sự can thiệp của ngân hàng trung ương trên thị trường ngoại hối (Forex)
Hoạt động mua vào ngoại tệ của ngân hàng trung ương sẽ tác động trực tiếp đến việc cầu ngoại tệ từ đó tăng lên làm cho tỷ giá sẽ tăng theo và điều này ngược lại nếu ngân hàng trung ương bán ngoại tệ sẽ là cho cung ngoại tệ tăng lên tác động làm cho tỷ giá giảm xuống Hiện nay thì việc mua vào và bán ra ngoại tệ là hoạt động thường xuyên mà ngân hàng trung ương làm để tác động tích cực đến tỷ giá và nền kinh tế.
Các học thuyết liên quan đến tỷ giá
Quy luật một giá: Các mặt hàng giống hệt nhau ở các quốc gia khác nhau phải bằng nhau nếu được yết giá bằng một đồng tiền chung Nói cách khác, các loại hàng hóa tương đồng nhau được bán ở các quốc gia khác nhau chung mức giá bán khi giá được biểu diễn bằng cùng một loại ngoại tệ trên các thị trường có sự cạnh tranh với chi phí lưu thông bằng không cũng như không có các hàng rào thuế quan chính thức Đối với việc các hoạt động thương mại với chi phí lưu thông và chi phí giao dịch không tốn kém thì các loại hàng hóa tương đồng nhau luôn được mua bán với những mức giá tương đối dù được bán ở đâu.
Quy luật ngang giá sức mua (PPP): Lý thuyết ngang giá sức mua này đưa ra mối quan hệ tương đối giữa giá cả và tỷ giá giữa hai thời Theo PPP tương đối, tỷ lệ thay đổi tỷ giá giữa hai thời điểm bằng chênh lệch tỷ lệ lạm phát của hai đồng tiền Vì vậy tỷ giá hối đoái của hai đồng tiền tại hai quốc gia được tính bằng tỷ lệ mức giá của hai quốc gia đó Và lý thuyết PPP này cho rằng khi giảm sức mua đồng nội tệ trong nước bằng việc tăng giá hàng nội địa sẽ làm cho đồng nội tệ bị định giá thấp trong thị trường ngoại tệ Ngược lại nếu tăng sức mua này với đồng nội tệ bằng việc giảm giá hàng nội địa thì đồng nội tệ sẽ được định giá cao trong thị trường ngoại tệ.
Lý thuyết liên quan đến cán cân thương mại
2.2.1 Khái niệm cán cân thương mại
Xét về góc độ lý thuyết thì CCTM (TB- Trade Balance) được định nghĩa là mức chênh lệch giữa NK và XK (M-X) hay còn được gọi là XK ròng Đây là yếu tố được các quốc gia đặc biệt chú ý vì nó có tác động đến sản lượng trong quốc gia vì NK là một thành phần quan trọng trong tính toán GDP, vấn đề liên quan đến việc làm cũng như cán cân đối ngoại Mặt khác, trong khoảng thời gian nhất định như quý, năm thì cán cân XNK thể hiện tình hình thay đổi biến động của hoạt động XK và NK hay mức chênh lệch của hai hoạt động này tạo ra tình trạng thặng dư, thâm hụt hay cân bằng (Onafowora, 2003).
Lê Phan Thị Diệu Thảo và cộng sự (2015) cho rằng “cán cân thương mại thể hiện các hoạt động mua bán hàng hóa giữa người cư trú và người không cư trú trong một thời kỳ nhất định Giao dịch hàng hóa được phản ảnh vào CCTM là các hoạt động mua bán hàng hóa hữu hình như: nông sản, xăng dầu, máy móc, hàng tiêu dùng… CCTM được chia thành hai phần: XK và NK XK hàng hóa hình thành dòng tiền chuyển vào quốc gia, tạo nên nguồn cung tiền cho nền kinh tế NK hình thành dòng tiền chuyển ra khỏi đất nước, tạo cầu tiền trong nền kinh tế”.
2.2.2 Các yếu tố tác động đến cán cân thương mại
Hoạt động NK: Khi GDP tăng lên thì hoạt động NK có xu thế tăng lên hay còn tăng với tốc độ nhanh chóng NK tăng lên khi GDP tăng lên nó phụ thuộc vào NK biên (MPZ) có xu hướng diễn tiến ra sao MPZ là một thành tố của GDP tăng thêm khi người dân có xu hướng chi dùng nhiều hơn cho NK Ví dụ: Nếu MPZ là 0.3 thì diễn giải là cứ 1 đồng GDP tăng thêm thì người dân sẽ dùng 0.3 đồng cho hoạt động NK. Mặt khác, không chỉ GDP mà hoạt động NK phụ thuộc vào giá cả tương đối của hàng hóa được sản xuất ở nước ngoài và sản xuất trong nước Trong trường hợp giá cả trong nước thấp hơn tương đối so với giá ở nước ngoài thì NK sẽ giảm xuống và ngược lại.
Ví dụ: Nếu giá gạo trong nước tăng tương đối so với giá gạo ở nước ngoài thì xu hướng người tiêu dùng muốn sử dụng gạo ở nước ngoài cũng tăng lên.
Hoạt động XK: Đối với hoạt động XK thì nó sẽ phụ thuộc vào giá cả của quốc gia khác, do NK tại quốc gia này được xem là XK của quốc gia khác Do đó, hoạt động NK chủ yếu sẽ dựa trên số lượng và thu nhập của các quốc gia đối tác làm ăn Theo tính toán của các mô hình kinh tế, hoạt động XK thường được xem là nhân tố tự định.
Tỷ giá hối đoái: Yếu tố này là yếu tố quan trọng có ảnh hưởng trực tiếp đến giá cả tương quan so sánh của hàng sản xuất nước ngoài so với trong nước Đối với đồng tiền của một đất nước được định giá cao lên thì giá cả NK hàng hóa có xu hướng giảm đi nhưng hàng hóa XK lại có xu hướng tăng lên Do đó, nếu đồng nội tệ có giá cao hơn thì
XK sẽ bất lợi nhưng lại có lợi cho NK, tác động làm XK ròng giảm, tuy nhiên nếu đồng nội tệ có giá thấp hơn thì XK có lợi và NK bất lợi điều này tác động làm cho XK ròng tăng lên.
2.2.3 Cán cân thương mại và tác động của hiệu ứng phá giá
Theo Onafowora (2003) thì tỷ giá chỉ chủ yếu tập trung tác động đến CCTM và dịch vụ nhưng các bộ phận khác của cán cân thanh toán thì dường như tỷ giá không có tác động đến Vì vậy trong nghiên cứu này thì tác giả cũng chủ yếu nghiên cứu đến sự phá giá ảnh hưởng đến CCTM.
Cụm từ “phá giá tiền tệ” có nghĩa là đồng nội tệ sẽ được giảm giá trị so với đồng ngoại tệ Khi phá giá đồng tiền kéo dài hoặc gia tăng thì lúc này tỷ giá thực sẽ tăng lên điều này ảnh hưởng làm cho XK tăng lên, NK có xu hướng giảm xuống tác động làm cho cán cân thặng dư hay CCTM được cải thiện Mặt khác, ngược lại nếu tỷ giá tăng lên thì giá cả hàng hóa NK tính bằng đồng nội tệ sẽ tăng theo tác động làm giá XK tính bằng ngoại tệ giảm xuống và đây được gọi là hiệu ứng giá cả Khi đồng nội tệ bị phá giá thì giá cả hàng hóa XK có xu hướng rẻ đi, tác động làm gia tăng số lượng XK và hạn chế hoạt động NK, đây được xem là hiệu ứng khối lượng CCTM được xem là tốt lên hay xấu đi thì phụ thuộc chủ yếu tại hai hiệu ứng giá cả hay hiệu ứng khối lượng, hiệu ứng nào sẽ trội hơn.
Xét tại ngắn hạn, nếu tỷ giá có xu hướng tăng lên nhưng giá cả hàng hóa dịch vụ, lương bổng trong nước lại không linh hoạt và cứng nhắc tác động làm cho giá cả XK hàng hóa sẽ rẻ đi nhưng giá cả hàng hóa NK lại đắt hơn Vì thế, các hoạt động thương mại nhất là các hợp đồng ngoại thương XK thì sẽ được ký kết theo tỷ giá cũ, điều này giúp các doanh nghiệp trong nước có thời gian để chuẩn bị nguồn lực cho việc gia tăng sản xuất nhằm đáp ứng cho XK khi nó tăng lên Mặt khác, trong ngắn hạn thì tâm lý người tiêu dùng tác động làm cho cầu hàng NK không có thay đổi đáng kể Nhưng hiện tượng phá giá xuất hiện tác động làm cho giá hàng hóa NK tăng lên tuy nhiên trong nước người tiêu dùng vẫn lo sợ vẫn chưa có hàng hóa nào NK có thể thay thế được hàng nội địa bị nghi ngờ về chất lượng nên số lượng NK hàng hóa trong ngắn hạn sẽ không diễn ra tăng hay giảm một cách nhanh chóng Vì vậy, ta có thể thấy xét trong ngắn hạn thì hiệu ứng số lượng không trội bằng hiệu ứng giá cả nên làm cho CCTM có xu hướng xấu đi.
Nhưng trong dài hạn thì hàng hóa nội địa có xu hướng giảm giá nên điều này làm đòn bẩy kích thích trong nước sản xuất và tiêu dùng nên thời gian để tiếp cận cũng như so sánh với hàng ngoại nhập Mặt khác, trong dài hạn việc mà các doanh nghiệp có đầy đủ thời gian để chuẩn bị có các nguồn lực để phát triển sản xuất được đảm bảo Chính vì thế sản lượng co giãn tác động làm cho CCTM tốt lên do hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả. Đường cong tuyến J là đường cong đồ thị biểu diễn cho CCTM có dấu hiệu xấu đi trong ngắn hạn nhưng lại được cải thiện trong dài hạn Đường đồ thị biểu diễn này giống chữ J Người tìm ra hiệu ứng đường cong tuyến J này là Krugman trong quá trình nghiên cứu về sự phá giá đồng đô la Mỹ trong khoảng thời gian từ 1985 – 1987, kết quả cho thấy ban đầu CCTM có dấu hiệu suy giảm tuy nhiên sau hai năm thì cán cân có dấu hiệu tăng trưởng và khởi sắc.
Nếu xét đường cong tuyến J thì nếu xét ngắn hạn thì ta thấy rằng hiệu ứng số lượng không trội bằng hiệu ứng giá cả nên nó làm cho CCTM có xu hướng xấu đi, nhưng điều này ngược lại trong dài hạn do hiệu ứng giá cả lại không trội bằng hiệu ứng số lượng nên nó làm cho cải thiện được CCTM.
Hình 2.1: Hiệu ứng đường cong Tuyến J – Tác động của phá giá đến cán cân thương mại
2.2.4 Hệ số co giãn xuất nhập khẩu và điều kiện Marshall – Lenner
Lần đầu tiên phương pháp này được sử dụng dựa trên nghiên cứu của Marshall và Lenner Trong phương pháp này thì có sở lý thuyết của cung cầu hàng hóa và hệ số co giãn hoàn hảo Tại mỗi mức giá khác nhau thì sẽ có nhu cầu hàng hóa NK được đáp ứng Phương pháp này chủ yếu nghiên cứu đến CCTM bị ảnh hưởng bởi hiện tượng phá giá.
Khi tỷ giá thay đổi 1% tác động đến tỷ lệ phần trăm của XK đây là ý nghĩa của hệ số co giãn của XK.
Khi tỷ giá thay đổi 1% tác động đến tỷ lệ phần trăm của NK khẩu đây là ý nghĩa của hệ số co giãn của NK.
^ = 00 (2.4) Điều kiện Marshall – Lenner phát biểu rằng, muốn CCTM có những thay đổi tích cực do tác động của phá giá đồng nội tệ thì trị số tuyệt đối của tổng số hệ số co giãn XNK phải lớn hơn 1 Trong dài hạn từ 2 – 3 năm thì tổng giá trị tuyệt đối của hệ số co giãn của XNK theo giá cả luôn lớn hơn 1 thì chứng minh được rằng hiện tượng phá giá đồng nội tệ có tác động đến cán cân XNK Theo Rose và Yellen (1989) với thời gian hơn hai năm thì tổng hệ số co giãn của XNK theo giá luôn lớn hơn một nhưng trong thời gian dưới 1 năm thì nó chỉ xấp xỉ bằng 1, vì vậy phương pháp này đa số được dùng trong dài hạn.
Mặc dù vậy nhưng tại các nước đang phát triển thì họ thường có xu hướng dựa vào hoạt động NK để làm cho độ co giãn hàng hóa NK giảm đi, chính điều này làm cho khi phá giá đồng nội tệ thì giá hàng hóa NK không bị ảnh hưởng Điều này có nghĩa là khi phá giá ở các nước phát triển sẽ tác động tích cực lên việc cải thiện CCTM hơn các nước đang phát triển, mặt khác ta có thể lý giải việc bù đắp thâm hụt thương mại ở các quốc gia do hiện tượng phá giá xảy ra ở quốc gia này nhưng không xảy ra quốc gia khác. Đồng thời, hiện tượng phá giá này cũng có những dự đoán các quốc gia đang phát triển cần phải cẩn trọng để sử dụng phương pháp này nhằm nâng cao hoạt động XK.
Các nghiên cứu thực nghiệm trước về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại
2.3.1 Các nghiên cứu thực nghiệm nước ngoài về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại
Như đã trình bày chủ đề “Tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại” là đề tài mang tính cấp thiết, luôn nhận được nhiều sự quan tâm của các chuyên gia thông qua các ý kiến phân tích, trao đổi trên các diễn đàn, báo điện tử, tạp chí chuyên ngành có uy tín Đây cũng là vấn đề được nhiều nhà nghiên cứu lựa chọn để nghiên cứu trong lĩnh vực tài chính ngân hàng Sau đây là một số nghiên cứu thực nghiệm trước mà tác giả đã tham khảo.
Mohsen và Tatchawan (2001) cho rằng trong ngắn hạn CCTM không nhất thiết phải dựa theo hiện tượng đường cong J, mà trong dài hạn nó sẽ được cải thiện Mục đích chính của nghiên cứu này là để kiểm tra mối quan hệ song phương giữa Thái Lan và 5 đối tác thương mại lớn của Thái Lan (Đức, Nhật Bản, Hoa Kỳ, Anh và Singapore), giai đoạn 1973 – 1997 Kết quả nghiên cứu tìm thấy có hiệu ứng đường cong J trong quan hệ thương mại song phương giữa Thái Lan với Mỹ và Nhật, còn các đối tác còn lại thì không thấy hiệu ứng đường cong J.
Peter (2001) đã tìm ra kết quả rằng mối quan hệ giữa CCTM và tỷ giá hối đoái thực tế cho thương mại hàng hóa song phương với Singapore, Hàn Quốc, Malaysia, Mỹ vàNhật Bản Tuy nhiên trong nghiên cứu này thì tác giả không tìm thấy hiệu ứng tuyến J và chỉ nhận thấy thương mại diễn ra giữa Hàn Quốc và Mỹ.
Onafowora (2003) trong một nghiên cứu với thời gian ngắn hạn và dài hạn đối với đối tượng tỷ giá thực với CCTM tại Indonesia, Malaysia, Thái Lan trong quá trình thiết lập mối quan hệ song phương làm ăn với các đối tác Nhật Bản, Mỹ trong thời gian từ quý 1 năm 1980 đến quý 4 năm 2001 Với nghiên cứu này thì tác giả đã sử dụng phương pháp dùng dữ liệu chuỗi thời gian, kiểm định tính dừng, tính đồng liên kết, hiệu chỉnh sai số vector để đưa ra được kết quả kết luận cho công trình là trong ngắn hạn có tồn tại hiệu ứng tuyến J với CCTM tuy nhiên nó biến thể thành tuyến S theo thời gian không biến động giữa CCTM của Thái Lan và Nhật Bản.
Ling (2008) nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá thực và CCTM của Malaysia từ năm
1995 đến năm 2006 với đối tác là Mỹ Nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định đồng tích hợp với mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số VECM. Kết quả nghiên cứu cho thấy có tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và CCTM, việc phá giá nội tệ sẽ cải thiện CCTM trong dài hạn Tuy nhiên không có hiệu ứng đường cong Tuyến J.
Mohammed và Ahmed (2015) trong công trình nghiên cứu của mình, nhóm tác giả đã tập trung nghiên cứu sự ảnh hưởng của tỷ giá và sự ảnh hưởng của tỷ giá đến hoạt động XNK của Trung Quốc với các nước trong khối ASEAN Thời gian nghiên cứu mà nhóm tác giả lựa chọn nghiên cứu từ 1992 – 2011 trong đó đại diện bởi 5 quốc gia là Malaysia, Thái Lan, Indonesia, Singapore và Philippin Phương pháp tính toán là GMM với dữ liệu bảng Tỷ giá song phương cũng như biến động của tỷ giá có tương quan âm với GDP Trung Quốc nhưng lại tác động dương đến XK của 5 quốc gia nói trên.
2.3.2 Các nghiên cứu thực nghiệm trong nước về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại
Phan Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào (2007) nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá và
CCTM Việt Nam thời kỳ 1995-2004, tác giả đã thiết kế mô hình đồng liên kết và hiệu chỉnh sai số ECM để kiểm định các hiệu ứng tác động trong ngắn và dài hạn của tỷ giá đến CCTM Kết quả cho thấy, tỷ giá và CCTM có quan hệ với nhau cả trong ngắn hạn và trong dài hạn Trong ngắn hạn, tính chất trễ tồn tại trong sự tác động của tỷ giá và hai biến số này tiến tới một quan hệ cân bằng trong dài hạn.
Hạ Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2010) xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thanh toán của Việt Nam, giai đoạn từ năm 1999 đến năm 2009 Kết quả cho thấy tỷ giá có tác động đến CCTM theo hiệu ứng tuyến J từ năm 2003 REER đi theo xu hướng giảm, tức VND lên giá so với rổ tiền tệ, đã làm cho CCTM ngày càng rơi vào tình trạng thâm hụt nặng.
Nguyễn Văn Phúc và Phạm Thị Tuyết Trinh (2011) đo lường tác động của tỷ giá đến
CCTM Việt Nam trong ngắn hạn và dài hạn, số liệu từ năm 2000 đến năm 2010, dựa trên phương pháp đồng liên kết và mô hình hiệu chỉnh sai số ECM Kết quả cho thấy phá giá làm CCTM xấu đi trong ngắn hạn cùng với hiệu ứng tuyến J và cải thiện trong dài hạn Trạng thái cân bằng mới được thiết lập sau 12 quý. Đoàn Ngọc Thắng (2012) sử dụng lý thuyết đồng liên kết và mô hình hiệu chỉnh sai số
ECM để kiểm định các hiệu ứng tuyến J ngắn hạn và sự cân bằng dài hạn của tỷ giá hối đoái lên CCTM Việt Nam nhằm xác định mối liên kết giữa hai nhân tố này Kết quả cho thấy tỷ giá và CCTM có quan hệ với nhau trong ngắn hạn và dài hạn.
Phạm Thị Tuyết Trinh (2018) làm sáng tỏ tính bất đối xứng của tác động tỷ giá đến
CCTM Việt Nam trong giai đoạn tháng 1 năm 2009 đến tháng 12 năm 2016 bằng cách sử dụng mô hình phân phối trễ tự hồi quy theo tiếp cận đường bao của Pesaran & cộng sự (2001) dưới dạng phi tuyến tính Kết quả cho thấy tỷ giá có tác động bất đối xứng đến CCTM cả trong ngắn và dài hạn.
2.3.3 Tóm tắt các công trình nghiên cứu trước về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại
Bảng 2.1: Tổng hợp các công trình nghiên cứu liên quan về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mạiTÁC GIẢ NỘI DUNG NGHIÊN CỨU KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Mối liên hệ song phương của 5 quốc gia có quan hệ hợp tác lớn như Đức, Nhật, Mỹ, Anh, Singapore với Thái Lan từ năm
Tìm thấy có xuất hiện đường cong J đối với sự liên hệ song phương giữa Thái Lan với Mỹ và Nhật, còn các đối tác còn lại thì không thấy hiệu ứng đường cong J.
Sự tác động tỷ giá hối đoái thực tế đến CCTM và cho thương mại hàng hóa song phương với Singapore, Hàn Quốc, Malaysia,
Không tìm thấy hiệu ứng tuyến J và chỉ nhận thấy thương mại diễn ra giữa Hàn Quốc và Mỹ
Nghiên cứu với thời gian ngắn hạn và dài hạn đối với đối tượng tỷ giá thực với CCTM tại Indonesia, Malaysia, Thái Lan trong quá trình thiết lập mối quan hệ song phương làm ăn với các đối tác Nhật Bản, Mỹ trong thời gian từ quý 1 năm 1980 đến quý 4 năm 2001
Trong ngắn hạn có tồn tại hiệu ứng tuyến J đối với CCTM XNK tuy nhiên nó biến thể thành tuyến S theo thời gian không biến động giữa CCTM của Thái Lan và Nhật Bản.
Mối quan hệ CCTM và tỷ giá thực của Malaysia từ năm 1995 đến năm 2006 với đối tác là Mỹ
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VỀ TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ ĐẾN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
Dữ liệu nghiên cứu và mô tả các biến sử dụng để nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam
3.1.1 Dữ liệu nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam
Do nghiên cứu này thực hiện ở Việt Nam, đồng thời kinh tế Việt Nam mở và nhỏ nên giá trị XNK luôn phải ghi nhận giá trị bằng đơn vị tiền tệ ở nước ngoài, theo đồng USD Vì vậy, tại nghiên cứu này để tạo ra sự đồng nhất về đơn vị tiền tệ tác giả chọn đơn vị USD Số liệu tác giả thu thập trong giai đoạn từ năm 2008 – 2018.
Mô hình trong nghiên cứu này tác giả chọn biến CCTM Việt Nam với thế giới là biến phụ thuộc, biến độc lập là biến tỷ giá đa phương, biến GDP của Việt Nam và biến GDP của các nước đối tác có mối quan hệ thương mại lớn với Việt Nam Tất cả các biến sử dụng trong mô hình được quy về dưới dạng chỉ số so với năm gốc được chọn, chỉ số các biến tại năm gốc là 1.
3.1.2 Mô tả các biến sử dụng để nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam
CCTM của Việt Nam so với thế giới tác giả sử dụng công thức là tỷ số tổng giá trị XK của Việt Nam ra nước ngoài so với tổng giá trị NK của Việt Nam từ các nước từ năm
2008 – 2018 Số liệu được tác giả thu thập từ Tổng cục Thống kê.
Tông giá trị xuẫt khẫu của Việt Nam tại năm i Tông giá trị nhập khẵu của Việt Nam tại năm i
Biến tỷ giá thực đa phương (REER)
Thông thường, biến này thể hiện mức độ cạnh tranh về giá của một quốc gia và là cơ sở để đánh giá được đồng nội tệ được đánh giá thấp hay cao Bằng cách thông thường là thay đổi tỷ giá theo chênh lệch của lạm phát quốc nội so với lạm phát của các đối tác thương mại, ta sẽ có được tỷ giá song phương với từng đồng ngoại tệ Từ đó, ta sẽ sử dụng phương pháp xác định quyền số để xác định mức độ ảnh hưởng đối với tỷ giá thực thông qua tỷ trọng thương mại của từng đối tác quốc gia có đồng tiền được
CCTM (TB) = (3.1) tính theo phương thức REER Tỷ giá thực đa phương REER được tính toán như sau:
S ị-1 là tỷ giá danh nghĩa của đồng tiền nội tệ với đồng tiền ngoại tệ thứ n tại rổ tiền tệ tại thời điểm t = i so với kỳ gốc t = 0
W j là tỷ trọng thương mại của các đối tác
CPI j là chỉ số giá của đối tác n thời điểm i so với thời điểm gốc t = 0
CPI j là chỉ số giá trong nước thời điểm i so với thời điểm gốc t = 0
Khi xét giá trị REER, nếu giá trị này lớn hơn 100 thì điều này chứng tỏ rằng đồng nội tệ bị đánh giá thấp và ngược lại thì đồng nội tệ sẽ được đánh giá cao nhưng nếu REER 100 thì đồng nội tệ có sức mua ngang với rổ tiền tệ.
Số liệu CPI của các nước thì tác giả thu thập từ quỹ tiền tệ quốc tế (IFS – IMF) còn đối với CPI của Trung Quốc thì thu thập tại OECD Tỷ giá hối đoái danh nghĩa tại các nước yết giá theo đồng USD thì tác giả thu thập từ thông tin tại Ngân hàng thế giới sử dụng tỷ giá trung bình.
Biến tổng sản phẩm quốc nội của Việt Nam (GDP VN )
Tổng sản phẩm quốc nội của Việt Nam là phản ảnh cho giá trị thị trường của tất cả các loại sản phẩm cuối cùng được sản xuất trong Việt Nam tại một thời kỳ xét đến Số liệu về GDP VN được tác giả xem xét từ năm 2008 - 2018 từ thông tin của Tổng cục Thống Kê.
Biến tổng sản phẩm quốc nội của các nước đối tác (GDP W )
Tổng sản phẩm quốc nội được lấy số liệu từ 10 quốc gia có mối quan hệ là đối tác XNK với Việt Nam được tổng hợp tại quỹ tiền tệ quốc tế (IFS – IMF) từ năm 2008 – 2018.
Bảng 3.1: Mô tả các biến sử dụng trong nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam
TÁC GIẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC
Chỉ số Xuất Khẩu/Nhập Khẩu
(2001), Ling (2008), Phan Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào (2007), Đoàn Ngọc Thắng (2012) ĐỘC LẬP
REER Tỷ giá thực đa phương
Phan Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào (2007), Đoàn Ngọc Thắng (2012)
GDP VN Tốc độ tăng trưởng GDP Việt Nam
Chỉ số tốc độ tăng trưởng GDP Việt Nam GDP (GDP t – GDP t-1 )/GDP t-1
GDP W Tốc độ tăng trưởng GDP đối tác
Chỉ số tốc độ tăng trưởng GDP các nước đối tác (cách tính tương tự GDP VN )
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
Mô hình nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam 31 3.3 Phương pháp nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt
Trong nghiên cứu này tác giả sử dụng mô hình trễ phân bổ quá trình tự hồi quy (ARDL
– Auto Regressive Distributed Lags) được kế thừa, phát triển từ nghiên cứu của Mohsen & Tatchawan (2001) và Ling (2008) để nghiên cứu hiện tượng tuyến J trong ngắn hạn và dài hạn của CCTM khi đồng tiền nội tệ bị phá giá. Đối với mô hình nghiên cứu này tác giả xây dựng giả thuyết dựa vào sự tồn tại của hiệu ứng tuyến J trong ngắn hạn và dài hạn của CCTM của Việt Nam khi đồng VND bị phá giá Mô hình tác giả sử dụng nhằm đo lường tác động của các biến kinh tế như tỷ giá thực đa phương, GDP của Việt Nam, GDP của các nước đối tác đến biến CCTM của Việt Nam Phương trình hồi quy đo lường kết quả là:
InTB t = a ± + a 2 InREER t + ô 3 InGDP VNt + ô 4 lnGDP Wt + E t (3.3)
Biến phụ thuộc là: CCTM (TB), đo lường bằng tỷ lệ XK so với NK
Các biến độc lập là: tỷ giá thực đa phương (REER), tốc độ tăng trưởng GDP Việt Nam (GDP VN ), tốc độ tăng trưởng GDP các nước đối tác (GDP W ) Êt là sai số ngẫu nhiờn của mụ hỡnh a 1 ; a2; ô3; ô4 là cỏc hệ số hồi quy
Tất cả các biến được sử dụng trong mô hình được sử dụng dùng cơ số logarit tự nhiên để tận dụng đặc điểm của hệ số co giãn trong phương trình logarit Vì trong nghiên cứu này ta sử dụng logarit tự nhiên của tỷ số XK trên NK để đại diện cho CCTM và hiệu ứng tuyến J được dự báo sẽ xảy ra khi giảm giá đồng nội tệ điều này dẫn đến một sự sụt giảm trong tỷ lệ NK trên XK ở ngắn hạn, nguyên nhân từ hiệu ứng giá cả cũng như sự gia tăng tỷ lệ XK trên NK trong dài hạn được gây ra bởi hiệu ứng khối lượng Đồng thời tác giả kỳ vọng việc thu nhập nước ngoài thực cũng như tỷ giá hối đoái thực có mối tương quan dương với CCTM và thu nhập nội địa có mối tương quan âm vớiCCTM.
3.3 Phương pháp nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt
Hình 3.1: Sơ đồ tóm tắt phương pháp nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam
Nghiên cứu này tác giả sử dụng phương pháp định lượng dữ liệu chuỗi thời gian thông qua phần mềm STATA để đưa ra kết quả nghiên cứu về tác động của tỷ giá đến CCTM
Việt Nam Tác giả sẽ tiến hành thu thập dữ liệu nghiên cứu sau đó sẽ dùng hàng loạt các kiểm định để có kết quả thảo luận.
Chuỗi dữ liệu thời gian được xem là có tính dừng nếu như trung bình và phương sai của phương trình không thay đổi theo thời gian Tuy nhiên, trong mô hình có tính dự báo rằng phương pháp hồi quy của chuỗi thời gian, thì việc xác định tính dừng hay không dừng có ý nghĩa đặc biệt quan trọng trong việc đưa ra mô hình dự báo chính xác và thích hợp Hai phương pháp phổ biến thường được sử dụng đó là sử dụng đồ thị tương quan và kiểm định nghiệm đơn vị của biến. Đối với kết quả luận văn này tác giả sẽ sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị để xác định tính dừng theo mô hình như sau:
Trong đó thì u t là hạng chỉ sai số ngẫu nhiên từ các giả định và nó có giá trị trung bình bằng 0, phương sai của nó là một hằng số và không xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Giả thuyết H0: p = 1 thì F t có nghiệm đơn vị và chuỗi thời gian không dừng Giả thuyết H1: p = 0 thì F t không có nghiệm đơn vị và chuỗi thời gian dừng.
Phương trình (3.4) có thể được viết dưới dạng: ầF t = SF t-1 + u t (3.5)
Giả thuyết H0: 5=1 thì F t có nghiệm đơn vị và chuỗi thời gian không dừng.
Giả thuyết H1: 5=0 thì F t không có nghiệm đơn vị và chuỗi thời gian dừng. Để kiểm định giả thuyết trên, nên sử dụng trị thống kê t được tính theo quy ước là trị thống kê T (tau statistic, T = giá trị 5 ước lượng/sai số của hệ số 5), mà các giá trị tới hạn của nó được sắp thành bảng Dickey và Fuller Kiểm định thống kê T còn gọi là kiểm định Dickey - Fuller (DF) Tuy nhiên, bác bỏ giả định p = 1 thì ta có thể sử dụng thống kê t (vì khi đó Ft là chuỗi dừng).
Kiểm định Dickey – Fuller được áp dụng: àF t = 5F t-1 + u t (3.6) àF t = p 1 + 5F t-1 + u t (3.7) ầF t = P 1 + P ^ SF t-i + U t (3.8)
Trong đó t được xem là biến xu hướng hoặc là biến thời gian.
Trong mỗi trường hợp của giả thuyết nếu 5=0 sẽ có nghiệm đơn vị Trong ba phương trình (3.6), (3.7) và (3.8) chính là có bao gồm cả hằng số và số lượng xu hướng Để kiểm định được giả thuyết H0 ta phải so sánh giá trị thống kê T tính toán với giá trị thống kê T tra bảng DF Trong đó kiểm định DF giả định rằng các số hạng u t không tương quan Tuy nhiên, trong trường hợp sai số ut có xảy ra hiện tượng tương quan do thiếu biến thì người ta thường sử dụng kiểm định ADF để mở rộng từ kiểm định DF Vì vậy, phương trình (3.8) sẽ được biến đổi: ầF t = P 1 + p l 2 + 5F t-1 + a 1 Z ầF t -1 + S t (3.9)
Nếu giá trị lr a l tính toán > |T| = giá trị ADF (ADF test statistic) ^ chấp nhận giả thuyết H0, chuỗi thời gian không dừng.
Nếu giá trị lz a | tính toán < | T | = giá trị ADF (ADF test statistic) ^ bác bỏ giả thuyết H0, chuỗi thời gian dừng.
Có nhiều phương pháp để kiểm định nghiệm đơn vị tuy nhiên đối với luận văn này thì tác giả dùng 2 phương pháp ADF (Augmented Dickey – Fuller) và PP (Phillips – Person).
3.3.2 Kiểm định đồng liên kết
Khi tiến hành các phép toán liên quan đến hồi quy nếu kết quả của các chuỗi thời gian không có tính dừng thì thường sẽ làm cho phép toán liên quan đến hồi quy sẽ không đáng tin cậy Mặt khác, nếu ta liên kết giữa tuyến tính của chuỗi thời gian không có tính dừng thì có thể là một chuỗi có tính dừng và các chuỗi không dừng được xem là sự đồng liên kết Nếu kết hợp tuyến tính và tính dừng được xem là phương trình đồng liên kết và được dùng để giải thích mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các yếu tố với nhau.
Mặt khác, phần dư trong mô hình hồi quy giữa các chuỗi thời gian không có tính dừng được xem là chuỗi có tính dừng vì vậy kết quả hồi quy có thể cho ra kết quả được mối quan hệ cân bằng dài hạn của các biến trong mô hình Đồng thời, mục đích kiểm định đồng liên kết có hay không để xác định xem một nhóm có chuỗi dừng hay là không? Hai cách kiểm định đồng liên kết là kiểm định nghiệm đơn vị phần dư và kiểm định theo phương pháp VAR của Johansen.
Giả thuyết H0: Không có đồng liên kết
Giả thuyết H1: Có đồng liên kết Để kết luận giả thuyết thống kê thì ta sử dụng giá trị “trace statistic” và có thể sử dụng thêm giá trị critical value ở mức ý nghĩa xác định.
Nếu trace value hoặc maximum eigenvalue < critical value → chấp nhận H0 (không xảy ra đồng liên kết).
Nếu trace value hoặc maximum eigenvalue > critical value → bác bỏ H0 (xảy ra đồng liên kết).
Mô hình hồi quy ARDL được dùng để xác định mối quan hệ trong ngắn hạn và cả dài hạn giữa tỷ giá và CCTM Để ra được kết quả mô hình ARDL thì ta thực hiện các bước sau:
Kiểm định mô hình với các độ trễ khác nhau, lấy trị số F test để xác định độ trễ tối ưu của mô hình
Kiểm định được sử dụng là Redundant Variable Test, đối với kiểm định này có thể giúp ta kiểm định một nhóm các biến số được đưa vào mô hình mà có ý nghĩa thống kê hay không Hay nói cách khác, thông qua kiểm định này ta có thể biết được hệ số của nhóm biến trong mô hình nếu đồng thời bằng không thì ta sẽ có quyết định loại chúng ra khỏi mô hình.
Nếu F-statistic value nhỏ hơn giá trị F-critical value thì bác bỏ H0, chấp nhận giả thuyết H1 ngược lại thì chấp nhận H0, bác bỏ H1.
Xác định độ trễ tối ưu của mô hình Đối với phương trình đồng liên kết thì sẽ sử dụng hệ số AIC (Akaike Info Criterion) để lựa ra độ trễ tối ưu Tại độ trễ nào có AIC là nhỏ nhất thì tại đó độ trễ tối ưu của mô hình.
Kiểm định hiện tượng tuyến J trong ngắn hạn
Thống kê mô tả các biến trong nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam
4.1.1 Biến cán cân thương mại Việt Nam (TB)
Hình 4.1: Cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 2008 - 2018
Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu của đề tài
Dựa trên biểu đồ của hình 4.1 ta có thể thấy tình hình CCTM Việt Nam nhìn chung từ năm 2008 – 2018 có xu hướng tăng Trong đó giai đoạn từ 2008 – 2014 thì tăng mạnh, tỷ lệ xuất khẩu/nhập khẩu từ dưới 0.8 tăng lên đến gần 1.2, chứng tỏ trong giai đoạn này kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam diễn ra rất sôi nổi và hoạt động xuất khẩu được thực hiện liên tục nhiều hơn giá trị nhập khẩu Điều đáng chú ý là sau nhiều năm thâm hụt liên tục thì trạng thái của CCTM đã đổi chiều sang thặng dư vào năm 2011 Sự đổi chiều trong CCTM một phần do tổng cầu giảm, làm cầu hàng nhập khẩu giảm xuống. Nhờ các quyết định siết chặt đầu tư công, tín dụng, chống đô la hóa và tái cơ cấu tổng thể nền kinh tế, CCTM của Việt Nam trong những năm sau đó vẫn duy trì trạng thái thặng dư Tuy nhiên đến năm 2015 thì tỷ lệ xuất khẩu/nhập khẩu chỉ khoảng 0.9, CCTM một lần nữa đổi chiều từ xuất siêu sang nhập siêu Do năm 2015 là một năm đầy biến động với công tác điều hành chính sách tỷ giá trong bối cảnh đồng đô la Mỹ lên giá liên tục không ngừng do kỳ vọng Fed điều chỉnh tăng lãi suất lên cao và bất ngờ Trung Quốc điều chỉnh mạnh tỷ giá đồng Nhân dân tệ làm cho đồng tiền các nước đối tác thương mại chính của Việt Nam giảm mạnh Điều này khiến cho REER tăng vọt lên 85,257 VND vào năm 2015 Trong những năm sau 2016,
2017 và 2018 thì CCTM có xu hướng tăng trở lại, tuy nhiên việc tăng này là tăng nhẹ, tỷ lệ xuất khẩu/nhập khẩu chỉ xấp xỉ hơn 1.
4.1.2 Biến tỷ giá thực đa phương (REER)
Hình 4.2: Tỷ giá thực đa phương giai đoạn 2008 – 2018
Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu của đề tài
Dựa trên biểu đồ hình 4.2 thì ta thấy REER có xu hướng biến động liên tục Từ năm
2008 đến năm 2014 biến động này tương đối ổn định, chỉ tăng giảm nhẹ Do sau khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008 - 2009 để ổn định tỷ giá Ngân hàng Nhà nước (NHNN) thay đổi cơ chế điều hành tỷ giá theo hướng linh hoạt, chủ động, thực hiện các biện pháp bán và mua ngoại tệ để can thiệp thị trường khi cần thiết, kết hợp giữa điều hành chính sách tỷ giá với các công cụ chính sách tiền tệ nhằm làm giảm áp lực lên tỷ giá, duy trì chênh lệch lãi suất USD và VND đảm bảo việc nắm giữ VND có lợi hơn so với nắm giữ USD, phát hành tín phiếu NHNN trên thị trường mở để thu hút tiền về, hạn chế việc đầu cơ tỷ giá Tăng cường phối hợp với nhiều Bộ, Ngành trong việc quản lý thị trường, kiểm tra và xử lý các vi phạm, thông tin kịp thời, có nhiều hình thức tuyên truyền nhằm ổn định thị trường Bước sang năm 2015 là một năm đầy biến động và nhiều thách thức trong công tác điều hành chính sách tỷ giá trong bối cảnh đồng đô la Mỹ lên giá liên tục không ngừng do kỳ vọng Fed điều chỉnh tăng lãi suất lên cao và bất ngờ Trung Quốc điều chỉnh mạnh tỷ giá đồng Nhân dân tệ làm cho đồng tiền các nước đối tác thương mại chính của Việt Nam giảm mạnh Trong nước, việc huy động số lượng lớn trái phiếu Chính phủ nhằm bù đắp thâm hụt ngân sách không thành công đã đẩy lãi suất trái phiếu Chính phủ tăng cao, tạo áp lực kép lên tỷ giá Do tình hình bất ổn nên tỷ giá tăng mạnh và đạt mức cao nhất vào năm 2015, gấp 11.1 lần so với năm 2008, đồng nghĩa là VND đang mất giá trầm trọng Trước tình hình đó NHNN đã rất chủ động đưa ra những giải pháp kịp thời phù hợp thông qua việc điều chỉnh tăng biên độ tỷ giá, điều chỉnh tỷ giá bình quân liên ngân hàng giữa VND và USD làm cho tỷ giá từ năm 2016 nhanh chóng quay lại đà ổn định.
4.1.3 Biến tổng sản phẩm quốc nội Việt Nam (GDP VN )
Hình 4.3: GDP Việt Nam giai đoạn 2008 - 2018
Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu của đề tài
Dựa trên biểu đồ hình 4.3 thì ta thấy nhìn chung GDP Việt Nam giai đoạn 2008 – 2018 tăng, từ 99.13 tỷ USD trong năm 2008 đến hơn 245 tỷ USD trong năm 2018 và tăng trưởng đều đặn trong các năm còn lại của giai đoạn 2008 – 2018 Điều này cho thấy kinh tế của Việt Nam trong giai đoạn này tăng trưởng tốt và không có quá nhiều biến động mạnh Xét về tốc độ tăng trưởng, so với cùng kỳ năm trước, thì năm 2011 là năm có tốc độ tăng trưởng cao nhất 16.91% còn năm có tốc độ tăng trưởng thấp nhất là năm 2015 với chỉ 3.76% do tình hình kinh tế thế giới năm 2015 nhiều biến động và
■ GDP VN thách thức cũng góp phần tác động đến GDP Việt Nam Những năm sau đó tăng trưởng của Việt Nam đã phục hồi khá tốt nhờ Chính phủ tập trung vào việc cải cách khu vực doanh nghiệp, tái cơ cấu lại thị trường theo hướng đảm bảo an toàn nợ công, xây dựng thể chế pháp luật chặt chẽ nhằm tạo môi trường thuận lợi cho việc đầu tư kinh doanh.
4.1.4 Biến tổng sản phẩm quốc nội các nước đối tác (GDP W )
Hình 4.4: GDP các nước đối tác giai đoạn 2008 - 2018
Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu của đề tài
Trong số 10 quốc gia là đối tác thương mại chính của Việt Nam có đến 6 quốc gia thuộc nhóm các quốc gia có nền kinh tế hàng đầu thế giới, dẫn đầu về GDP trong nhiều năm liền đó là: Mỹ, Trung Quốc, Nhật Bản, Đức, Ấn Độ và Hàn Quốc 4 quốc gia còn lại là: Thái Lan, Đài Loan, Malaysia và Hồng Kông cũng có nền kinh tế tương đối phát triển Dựa trên biểu đồ hình 4.4 ta thấy nhìn chung sự tăng trưởng GDP của các nước đối tác thương mại chính của Việt Nam từ năm 2008 – 2018 là ổn định Xu hướng tăng từ 4,594 tỷ USD vào năm 2008 đến xấp xỉ 13,610 tỷ USD vào năm 2018, nghĩa là gần gấp 3 lần so với năm 2008 Tuy có sự suy giảm nhẹ trong năm 2016 nhưng nhìn chung là có sự tăng trưởng đều đặn qua các năm, chứng tỏ tình hình tăng trưởng kinh tế của các nước đối tác thương mại của Việt Nam là tương đối ổn định.
Các kiểm định thực hiện trong nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam
4.2.1 Kiểm định tính dừng của mô hình theo phương pháp ADF test đối với các biến CCTM (LnTB); tỷ giá thực đa phương (LnREER); GDP Việt Nam (LnGDP VN ) và GDP các nước đối tác (LnGPD W )
❖ Kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF test đối với biến khi chưa sai phân bậc nhất
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF test của các biến CCTM (LnTB); tỷ giá thực đa phương (LnREER); GDP Việt Nam
(LnGDP VN ) và GDP các nước đối tác (LnGPD W )
Các trị số LnTB LnREER LnGDP VN LnGPD W
Nguồn: Phụ lục 1 - Kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF
Theo kết quả của bảng 4.1 thì ta thấy rằng trị tuyệt đối của test statistic của kiểm định ADF của các biến CCTM (LnTB); tỷ giá thực đa phương (LnREER); GDP Việt Nam (LnGDP VN ) và GDP các nước đối tác (LnGPD W ) lần lượt là 2.401; 3.130; 3.227; 2,324 đều bé hơn các giá trị critical value 1%; 5% và 10% tương ứng tại cột của mình Điều này chứng tỏ chưa có tính dừng đối với các yếu tố này vì vậy sẽ tiến hành sai phân bậc 1 các yếu tố và kiểm định tính dừng của các sai phân bậc 1.
❖ Kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF test đối với biến khi đã sai phân bậc nhất
Sau khi tiến hành sai phân bậc 1 các biến thì các biến sẽ có ký hiệu kèm sai phân như sau: sai phân bậc 1 của CCTM là dLnTB, sai phân bậc 1 của tỷ giá thực đa phương là dLnREER, sai phân bậc 1 của GDP Việt Nam là dLnGDP VN và sai phân bậc 1 của GDP của các nước đối tác là dLnGDP W
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF test cho các sai phân bậc 1 của các biến CCTM (dLnTB); tỷ giá thực đa phương
(dLnREER); GDP Việt Nam (dLnGDP VN ) và GDP các nước đối tác
Các trị số dLnTB dLnREER dLnGDP VN dLnGPD W
Tính dừng Xuất hiện Xuất hiện Xuất hiện Xuất hiện
Nguồn: Phụ lục 1 - Kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF test
Theo kết quả của bảng 4.2 thì ta thấy rằng trị tuyệt đối của test statistic của kiểm định ADF sai phân của các biến CCTM (dLnTB); tỷ giá thực đa phương (dLnREER); GDP Việt Nam (dLnGDP VN ) và GDP các nước đối tác (dLnGPD W ) lần lượt là 3.753; 3.844; 4.122; 4.244 đều lớn hơn các giá trị critical value 1%; 5% và 10% tương ứng tại cột của mình Điều này chứng tỏ có tính dừng đối với sai phân bậc 1 của các biến này Tác giả cũng sẽ dùng kết quả của các sai phân này để thực hiện chạy kết quả mô hình hồi quy ARDL trong phần tiếp theo.
4.2.2 Kiểm định tính dừng của mô hình theo phương pháp PP test đối với các biến CCTM (LnTB); tỷ giá thực đa phương (LnREER); GDP Việt Nam (LnGDP VN ) và GDP các nước đối tác (LnGPD W )
❖ Kiểm định tính dừng của mô hình theo phương pháp PP test đối với biến khi chưa sai phân bậc nhất
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định tính dừng theo phương pháp PP test của các biến CCTM (LnTB); tỷ giá thực đa phương (LnREER); GDP Việt Nam
(LnGDP VN ) và GDP các nước đối tác (LnGPD W )
Các trị số LnTB LnREER LnGDP VN LnGPD W
Nguồn: Phụ lục 2 - Kiểm định tính dừng theo phương pháp PP test
Theo kết quả của bảng 4.3 thì ta thấy rằng trị tuyệt đối của test statistic của kiểm định
PP của các biến CCTM (LnTB); tỷ giá thực đa phương (LnREER); GDP Việt Nam (LnGDP VN ) và GDP các nước đối tác (LnGPD W ) lần lượt là 2.531; 3.162; 3.750; 2.324 đều bé hơn các giá trị critical value 1%; 5% và 10% tương ứng tại cột của mình Điều này chứng tỏ chưa có tính dừng với các yếu tố này vì vậy sẽ tiến hành sai phân bậc 1 các yếu tố và kiểm định tính dừng của các sai phân bậc 1.
❖ Kiểm định tính dừng của mô hình theo phương pháp PP test đối với các biến khi đã sai phân bậc nhất
Sau khi tiến hành sai phân bậc 1 các biên thì các biến sẽ có kí hiệu kèm sai phân như sau: sai phân bậc 1 của CCTM là dLnTB, sai phân bậc 1 của tỷ giá thực đa phương là dLnREER, sai phân bậc 1 của GDP Việt Nam là dLnGDP VN và sai phân bậc 1 của GDP của các nước đối tác là dLnGDP W
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định tính dừng theo phương pháp PP test cho các sai phân bậc 1 của các biến CCTM (dLnTB); tỷ giá thực đa phương (dLnREER); GDP Việt Nam (dLnGDP VN ) và GDP các nước đối tác (dLnGPD W )
Các trị số dLnTB dLnREER dLnGDP VN dLnGPD W
Tính dừng Xuất hiện Xuất hiện Xuất hiện Xuất hiện
Nguồn: Phụ lục 2 - Kiểm định tính dừng theo phương pháp PP test
Theo kết quả của bảng 4.4 thì ta thấy rằng trị tuyệt đối của test statistic của kiểm định
PP cho sai phân của các yếu tố CCTM (dLnTB); tỷ giá thực đa phương (dLnREER); GDP Việt Nam (dLnGDP VN ) và GDP các nước đối tác (dLnGPD W ) lần lượt là 4.007; 4.488; 4.114; 4.576 đều lớn hơn các giá trị critical value 1%; 5% và 10% tương ứng tại cột của mình Điều này chứng tỏ có tính dừng với sai phân bậc 1 của các yếu tố này. Tác giả đủ cơ sở để sử dụng các sai phân này để thực hiện chạy kết quả mô hình hồi quy ARDL trong phần tiếp theo.
4.2.3 Kiểm định đồng liên kết Johansen Cointegration Test
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen Cointegration Test
Xếp hạng tối đa Thống kê giá trị Giá trị ý nghĩa (5%)
Nguồn: Phụ lục 3 - Kiểm định đồng liên kết
Theo kết quả của bảng 4.5 thì các giá trị của trace statistic, max statistic của các rank từ
0 đến 2 tương ứng đều lớn hơn giá trị critical value 5%, kết quả này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Ling (2008) và Mohammed & Ahmed (2015) Điều này chứng tỏ có tồn tại hiện tượng đồng liên kết Mặt khác, dựa vào hiện tượng đồng liên kết này tác giả sẽ tiến hành hồi quy các biến này sẽ cho kết quả hồi quy và thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn của các biến trong mô hình.
Phân tích tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam thông qua mô hình ARDL
4.3.1 Kết quả kiểm định F – test cho các biến thêm vào dựa vào mức trễ của mô hình
Kiểm định được sử dụng là Redundant Variable Test, đối với kiểm định này có thể giúp ta kiểm định một nhóm các biến số được đưa vào mô hình mà có ý nghĩa thống kê hay không Hay nói cách khác, thông qua kiểm định này ta có thể biết được hệ số của nhóm biến trong mô hình nếu đồng thời bằng không thì ta sẽ có quyết định loại chúng ra khỏi mô hình.
Nếu F-statistic value nhỏ hơn giá trị F-critical value thì bác bỏ H0, chấp nhận giả thuyết H1 ngược lại thì chấp nhận H0, bác bỏ H1.
Kết quả kiểm định được trình bày trong bảng 4.6 dưới đây.
Bảng 4.6: Giá trị các mức trễ Mức trễ \ĩ - critical value\ \F - statistic value\
Nguồn: Phụ lục 4 - Xác định độ trễ tối ưu
Theo kết quả bảng 4.6 ta thấy giá trị tuyệt đối của F – statistic value tại các mức trễ đều bé hơn F – critical value nên ta chấp nhận giả thuyết H1 có nghĩa là ở các mức trễ này hệ số biến trễ đưa vào là khác 0 Vì vậy, tại nhiều mô hình với các mức trễ khác nhau tuy nhiên chỉ có một mô hình với mức trễ tối ưu (Ling, 2008; Mohammed và Ahmed, 2015).
4.3.2 Xác định mức trễ tối ưu của mô hình và kết quả hồi quy mô hình ARDL của sai phân bậc nhất các biến
Bảng 4.7: Độ trễ và tiêu chuẩn chọn độ trễ tối ưu của mô hình
Các mức trễ tương ứng Giá trị tiêu chuẩn AIC
Nguồn: Phụ lục 4 - Xác định độ trễ tối ưu
Dựa trên kết quả bảng 4.7, do có nhiều phương trình đồng liên kết tuy nhiên ta sẽ lựa chọn có độ trễ tối ưu nhất để thực hiện mô hình hồi quy dựa vào trị số AIC và tại mức trễ nào có trị số AIC càng nhỏ thì càng phù hợp, đó chính là mức trễ 2 tương ứng với AIC = -76.1809 trong các mức trễ khác.
Bảng 4.8: Mô hình hồi quy ARDL với các sai phân bậc nhất của các biến
Biến Hệ số bê ta Độ lệch chuẩn p-value dLnREER -0.1278
Hệ số xác định (R-squared) 0.4633
Nguồn: Phụ lục 5 - Mô hình ARDL
Theo kết quả mô hình ARDL với các sai phân bậc nhất của các biến, ta xoay quanh kết quả tác động của sai phân bậc nhất của biến REER đến CCTM ta thấy rằng hai biến này có tác động ngược chiều do hệ số bê ta âm (Ling, 2008) Điều này đồng nghĩa với việc nếu REER tăng 1 đơn vị thì CCTM sẽ giảm đi 0.1278 đơn vị.
4.3.3 Tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại trong ngắn hạn Để xác định hiệu ứng này thì sẽ dựa vào kết quả các hệ số Yi của mô hình ARDL, đồng thời kết luận được trong ngắn hạn có xuất hiện hiệu ứng tuyến J.
Bảng 4.9: Tổng hợp các hệ số Yi của mô hình ARDL
Biến số Hệ số Yi dLnREER -0.1257780 dLnREER(-1) -0.4962527 dLnREER(-2) 0.8850707
Nguồn: Phụ lục 5 - Mô hình ARDL
Dựa trên kết quả bảng 4.9 thì ta có thể kết luận có hiệu ứng tuyến J trong ngắn hạn từ đó ta có thể thấy quan hệ thương mại song phương chịu ảnh hưởng của tỷ giá trong ngắn hạn Mặt khác, các hệ số sai phân Y i có giá trị âm thì khi phá giá đồng nội tệ (tỷ giá tăng) sẽ làm xấu đi CCTM trong ngắn hạn Xét tại ngắn hạn, nếu tỷ giá có xu hướng tăng lên nhưng giá cả hàng hóa dịch vụ, lương bổng trong nước lại không linh hoạt và cứng nhắc tác động làm cho giá cả hàng hóa XK sẽ rẻ đi nhưng giá cả hàng hóa
Vì thế, các hoạt động thương mại nhất là các hợp đồng ngoại thương XK thì sẽ được ký kết theo tỷ giá cũ, điều này giúp các doanh nghiệp trong nước có thời gian để chuẩn bị nguồn lực cho việc gia tăng sản xuất nhằm đáp ứng cho XK khi nó tăng lên (Ling, 2008; Mohammed và Ahmed, 2015) Mặt khác, trong ngắn hạn thì tâm lý người tiêu cùng dùng tác động làm cho cầu hàng NK không có thay đổi đáng kể Nhưng hiện tượng phá giá xuất hiện tác động làm cho giá hàng hóa NK tăng lên tuy nhiên trong nước người tiêu dùng vẫn lo sợ vẫn chưa có hàng hóa nào NK có thể thay thế được hàng nội địa bị nghi ngờ về chất lượng nên số lượng NK hàng hóa trong ngắn hạn sẽ không diễn ra tăng hay giảm một cách nhanh chóng Tỷ giá thực có tác động đến CCTM trong ngắn hạn Tỷ giá thực tăng, ngay lập tức sẽ làm CCTM xấu đi rất nhiều Tuy nhiên, tác động ngược chiều của tỷ giá thực lên CCTM sẽ không kéo dài lâu CCTM sẽ được cải thiện từ quí thứ tư sau khi phá giá và mức cân bằng mới(cao hơn mức cân bằng cũ) sẽ được thiết lập trở lại (Nguyễn Văn Phúc và Phạm Thị
Tuyết Trinh, 2011).Vì vậy, ta có thể thấy xét trong ngắn hạn thì hiệu ứng số lượng không trội bằng hiệu ứng giá cả nên làm cho CCTM có xu hướng xấu đi.
4.3.4 Tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại trong dài hạn
Theo kết quả bảng 4.9 ta thấy hệ số ổ4 tại mô hình hồi quy ARDL có giá trị dương là 0.8851 cho thấy việc giảm giá có thể cải thiện CCTM Tại mức trễ tối ưu là 2 thì ta thấy mô hình ARDL có hệ số F(prob) = 0.0039 < 5% ta sẽ bác bỏ giả thuyết H0 hay có nghĩa là hiệu ứng giảm giá sẽ có xu hướng kéo dài từ ngắn hạn đến dài hạn Mặt khác, các hệ số của phương trình hồi quy ARDL không đồng thời bằng 0 Kết luận: Do hệ số ổ4 có giá trị dương nên cho thấy việc tăng tỷ giá tạo ra những hiệu ứng tích cực đến CCTM trong dài hạn, việc giảm giá đồng VND có tác động tích cực đến CCTM Việt Nam trong dài hạn (Ling, 2008; Mohammed và Ahmed, 2015) Do trong dài hạn thì hàng hóa nội địa có xu hướng giảm giá nên điều này làm đòn bẩy kích thích trong nước sản xuất và tiêu dùng nên thời gian để tiếp cận cũng như so sánh với hàng ngoại nhập. Mặt khác, trong dài hạn việc mà các doanh nghiệp có đầy đủ thời gian để chuẩn bị có các nguồn lực để phát triển sản xuất được đảm bảo Chính vì thế sản lượng co giãn tác động làm cho CCTM tốt lên do hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả.Theo kết quả nghiên cứu, tỷ giá thực có tác động đồng biến với CCTM, hay có thể lý giải nếu giảm giá đồng VND có thể tác động tích cực đến CCTM và ngược lại nếu tăng giá thì CCTM sẽ có chiều hướng giảm đi Cụ thể ta có thể thấy trong giai đoạn nghiên cứu này thì REER có xu hướng tăng giá (chỉ biến động tăng giảm mạnh trong hai năm 2014;
2015) hay đồng VND đã xuống giá khá nhiều so với các đồng tiền khác, diễn biến này là một trong những nguyên nhân là cho CCTM Việt Nam trong giai đoạn này thoát khỏi tình trạng thâm hụt Tuy nhiên, tác động của tỷ giá thực lên CCTM vẫn còn có phần hạn chế nguyên nhân có thể đến từ có cấu xuất khẩu phần lớn đến từ các mặt hàng có giá trị gia tăng thấp(Nguyễn Văn Phúc và Phạm Thị Tuyết Trinh, 2011).
