ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại một nghiên cứu thực nghiệm việt nam

ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại một nghiên cứu thực nghiệm mai việt nam

Trang 1

Trường Đại hoc Kinh Tế Tp.HCM Khoa Tài chính Doanh nghiệp

MSSV: 33111026049

TP.HCM, ngày 18 tháng 10 năm 2013

Trang 2

Trường Đại hoc Kinh Tế Tp.HCM Khoa Tài chính Doanh nghiệp

MSSV: 33111026049

TP.HCM, ngày 18 tháng 10 năm 2013

Trang 3

SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -i- GVHD: PG TS Trần Thị Thùy Linh

hoàn thành chuyên đề tốt nghiệp này

Trang 4

SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -ii- GVHD: PG TS Trần Thị Thùy Linh

NHẬN XÉT CỦA GIÁO VIÊN HƯỚNG DẪN

Trang 5

SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -iii- GVHD: PG TS Trần Thị Thùy Linh

MỤC LỤC

Danh mục các từ viết tắt v

DANH MỤC CÁC HÌNH vi

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU vii

ẢNH HƯỞNG CỦA TỈ GIÁ THỰC LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM Ở VIỆT NAM 1

TÓM TẮT 1

1 GIỚI THIỆU 2

1.1 Lý do chọn đề tài nghiên cứu 2

1.2 Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu 2

1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu 2

1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu 3

2 TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 4

2.1 Khung lý thuyết 4

2.1.1 Định nghĩa cán cân thương mại 4

2.1.2 Tác động tỉ giá thực lên cán cân thương mại 4

2.1.3 Lý thuyết hiệu ứng đường cong J 5

2.2 Các nghiên cứu trước đây 6

2.2.1 Nghiên cứu ở các nước đang phát triển và kém phát triển 6

2.2.2 Nghiên cứu ở các nước đã phát triển 8

2.2.3 Tóm tắt các kết quả nghiên cứu 9

3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 11

3.1 Dữ liệu 11

3.2 Biến 11

3.3 Mô hình nghiên cứu 11

3.4 Phương pháp kiểm định 12

3.4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị (unit test root) 12

3.4.2 Kiểm tra đồng liên kết 13

3.4.3 Kiểm tra nguyên nhân Granger 13

3.4.4 Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số 13

3.4.5 Hàm phản ứng xung 14

4 NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 14

4.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF 14

4.2 Kết quả kiểm tra đồng liên kết 14

4.3 Kết quả kiểm tra nguyên nhân Granger 15

4.4 Kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số VECM 16

4.5 Kết quả Hàm phản ứng xung 18

Trang 6

SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -iv- GVHD: PG TS Trần Thị Thùy Linh

4.6 Thảo luận về các kết quả nghiên cứu đã đạt được 20

5 KẾT LUẬN VÀ GỞI Ý CHÍNH SÁCH 23

5.1 Kết luận 23

5.2 Gợi ý các chính sách 23

6 TÀI LIỆU THAM KHẢO 25

PHỤC LỤC 28

Trang 7

SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -v- GVHD: PG TS Trần Thị Thùy Linh

Danh mục các từ viết tắt

ADB: Ngân hàng phát triển Châu Á

ADF : (Augemented Dicky – Fuller): Kiểm định ADF

ADRL: (Autoregressive Distributed Lag ) Mô hình phân phối độ trễ tự hồi quy AIC: (Akaike info criterion) tiêu chuẩn AIC

IFS : nguồn dữ liệu thống kê của Quỹ tiền tệ Quốc tế IMF

OLS : Phương pháp bình phương nhỏ nhất

GSO: Tổng cục thống kê Việt Nam

REER: Tỉ giá thực đa phương

RER: Tỉ giá thực song phương

NEER: Tỉ giá danh nghĩa

VECM : (Vecto error correction model): mô hình hiệu chỉnh sai số

VAR : mô hình tự hồi quy

Trang 8

SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -vi- GVHD: PG TS Trần Thị Thùy Linh

DANH MỤC CÁC HÌNH Hình 0.1 : Mối quan hệ giữa tỉ giá thực và xuất khẩu ròng

Hình 0.2: Hiệu ứng đường cong J

Hình 0.3: Đồ thị Hàm phản phản ứng xung

Hình 0.4: Đồ thị REER _ NEER

Hình 0.5: Đồ thị RER - USD

Trang 9

SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -vii- GVHD: PG TS Trần Thị Thùy Linh

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Bảng 0.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị

Bảng 0.2: Kiểm tra đồng tích hợp

Bảng 0.3: Kiểm tra nguyên nhân Granger

Bảng 0.4 : Kết quả kiểm định VECM

Trang 10

SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -1- GVHD: PG TS Trần Thị Thùy Linh

ẢNH HƯỞNG CỦA TỈ GIÁ THỰC LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM Ở VIỆT NAM

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu thực nghiệm sự tác động của tỉ giá thực lên cán cân thương mại của Việt Nam Mẫu dữ liệu quan sát từ quý 1/2000 đến quý 4/2012 bằng phương pháp kiểm tra ADF để kiểm định đơn vị (unit root test) Kết quả chỉ ra rằng tất cả các biến là tích hợp ở bậc một, mà nó xác nhận tồn tại trạng thái cân bằng trong dài hạn trên nền tảng

của phương pháp Engel – Granger tới đồng liên kết Kết quả này chỉ ra mối quan hệ

yếu giữa tỉ giá thực và cán cân thương mại Mô hình hiệu chỉnh ước lượng sai số cung cấp một bằng chứng trong dài hạn trạng thái cân bằng sẽ được thiết lập sau khoảng thay đổi trong ngắn hạn Tuy nhiên không tìm thấy sự tồn tại của hiệu ứng đường cong

J ở Việt Nam Hơn nữa bài nghiên cứu này cũng chứng minh là tỉ giá của Việt Nam đang bị định giá cao hơn so với các đối tác thương mại Điều này có nghĩa là sự thay đổi tỉ giá riêng lẻ sẽ không chắn chắc sẽ thay đổi cán cân thương mại của Việt Nam

Do vậy, bài nghiên cứu này khuyến cáo rằng chính sách thay đổi tỉ giá sẽ phải thay đổi những chính sách vĩ mô khác đi kèm

Trang 11

Điều hành chính sách tỉ giá rất quan trọng đối với quốc gia, hiện nay (theo năm nghiên cứu 2013) có rất nhiều vấn đề tranh cãi xung quanh tỉ giá hối đoái Việt Nam Hiện có hai quan điểm trái ngược nhau, quan điểm thứ nhất cho rằng tỉ giá thực của Việt Nam đang định giá cao, do vậy việc phá giá đồng tiền là cần thiết để đẩy mạnh xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu Quan điểm thứ hai từ phía NHNN cho rằng việc phá giá đồng tiền

là không có tác động tới cán cân thương mại bởi hàng xuất khẩu Việt Nam ít co giãn bởi

giá (ông Lê Minh Hưng - Phó Thống đốc Ngân hàng Nhà nước Việt Nam)

Liệu rằng đồng tiền Việt Nam đang bị định giá cao hay thấp và việc này có ảnh hưởng như thế nào tới cán cân thương mại của Việt Nam Tỉ giá thực của Việt Nam có đáp ứng được mục tiêu cải thiện cán cân thương mại hay không Có rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho rằng phá giá đồng tiền sẽ cải thiện cán cân thương mại, tuy nhiên cũng có những nghiên cứu bác bỏ điều này

Do vậy trong phạm vi đề tài nghiên cứu này sẽ thực hiện xem tỉ giá thực của Việt Nam

có tác động lên cán cân thương mại như nào hay không.trong ngắn hạn và dài hạn trong trường hợp Việt Nam

1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu

Nhiều nghiên cứu thực nghiệm tìm ra sự hỗ trợ hay bác bỏ giả thiết rằng sự giảm giá đồng tiền trong ngắn hạn đầu tiên sẽ làm cho cán cân thương mại xấu đi rồi sau đó mới cải thiện nó, do đó nó đã tạo ra hiệu ứng đường cong J; đó là nhờ giá thấp cho độ co giãn của cầu cho nhập khẩu và xuất khẩu trong tức khắc kết quả của sự thay đổi tỉ giá Các giá trị thực nghiệm cũng chứng minh sự hiện diện các mối quan hệ trong dài hạn, cũng như là thực cũng chỉ ra rằng tác động của sự thay đổi tỉ giá là có tác động lên cán cân thương mại Ví dụ một vài nghiên cứu thực nghiệm (Gylfason và Risager, 1984; Himarios, 1989) là hỗ trợ cho sự phá giá đồng tiền sẽ cải thiện cán cân thương mại, những nghiên cứu khác (như là của Haynes & Stone, 1982; và Bahmani-Oskooee, 1994) nghi ngờ cho cách nhìn nhận này hoặc là cung cấp những bằng chứng rằng phủ định mối quan hệ giữa thay đổi tỉ giá và cán cân thương mại chỉ cho một vài nước hoặc

Trang 12

trong một khoảng thời gian Rose và Yellen, (1989) và Rose, (1991) cung cấp những bằng chứng không có bất kỳ mối quan hệ nào có ý nghĩa giữa cán cân thương mại và sự thay đổi tỉ giá thực Cuối cùng một nghiên cứu thực nghiệm hỗn hợp bao gồm các quốc gia phát triển ( Mỹ, Canada và Nhật) một số nền kinh tế mới nổi ở Châu Âu và Châu

Á, cũng như một vài nước phát triển ở Châu Phi nhưng vẫn còn những nhận định nghiêng về giảm giá đồng tiền sẽ cải thiện cán cân thương mại và hiệu ứng đường cong

J xảy ra (như là của Petrovic và Gligoric, 2009) Tuy nhiên vấn đề không chắn chắc liệu rằng tình trạng này có tồn tại trong các nền kinh tế khác nhau hay không trong không gian và thời gian Vì vậy, một thực nghiệm đã được tiến hành, mà bài nghiên cứu này

cố gắng khám phá cho Việt Nam

Bài nghiên cứu này khảo sát tác động của tỉ giá thực đa phương tới cán cán thương mại của Việt Nam trong dài hạn và ngắn hạn

Đồng thời dựa vào tỉ giá thực xem xét đồng tiền Việt Nam đang bị định giá cao hay thấp

so với các đối tác thương mại chủ yếu

1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu

Để giải quyết cho mục tiêu của bài nghiên cứu câu hỏi sau đây cần được trả lời

1 Có tồn tại mối quan hệ giữa tỉ giá thực với cán cân thương mại trong ngắn hạn

và dài hạn ở Việt Nam hay không?

2 Việc phá giá đồng tiền có cải thiện cán cân thương mại của Việt Nam hay không?

Trang 13

2.1.1 Định nghĩa cán cân thương mại

Cán cân thương mại được hiểu là cán cân đo lường độ chênh lệch giữa giá trị xuất khẩu

và nhập khẩu hàng hoá của một quốc gia hay một nền kinh tế trong một khoảng thời gian nhất định

2.1.2 Tác động tỉ giá thực lên cán cân thương mại

Tỉ giá thực xem là tỉ lệ giữa hàng hóa và dịch vụ trong nước giao dịch với các nhà sản xuất nước ngoài Thay đổi tỉ giá thực là điều cần thiết để đạt được giữa tiết kiệm ròng

và xuất khẩu ròng Thay đổi tỉ giá thực là phản ánh tính cạnh tranh của quốc gia – tỉ giá thực cao, đối với người nước ngoài hàng hóa sẽ trở nên đắt hơn Với một tỉ giá thực cao, xuất khẩu một quốc gia sẽ thấp và nhập khẩu sẽ cao bởi vì hàng hóa nước ngoài rẻ hơn

Vì vậy, tỉ giá thực cao hơn , mức xuất khẩu ròng sẽ thấp hơn và thâm hụt tài khoản vãng lai sẽ cao hơn (nghiên cứu Miles và Scott, 2005; Akpansung, 2011) Như là giải thích

bởi Abel (2008), vì tỉ giá thực là giá tương đối của hàng hóa và dịch vụ một quốc gia,

một sự tăng lên của tỉ giá thực người nước ngoài và người trong nước sẽ tiêu thụ ít sản phẩm trong nước và nhiều hàng hóa và dịch vụ nước ngoài, dẫn tới xuất khẩu ròng thấp Hình 2.1 chỉ ra rằng chỉ ra mối quan hệ nghịch giữa tỉ giá thực và xuất khẩu ròng Hình này cũng cho thấy rằng các nước trải qua phá giá thực tài khoản vãng lai của họ cuối cùng cũng cải thiện Tổng quát, các nhà kinh tế học thường sử dụng đường cong J để giải thích mối quan hệ cán cân thương mại và việc phá giá đồng tiền Họ có ý kiến rằng sau khi phá giá đồng nội tệ (giảm giá), ban đầu cán cân thương mại sẽ bị sụt giảm nhưng cuối cùng thì nó được cải thiện, các giả định khác là không thay đổi Tuy nhiên, Miles

và Scott (2005) nhấn mạnh rằng :

Những vấn đề tỉ giá thực, nếu tỉ giá danh nghĩa giảm nhưng được bù đắp bởi lạm phát trong nước cao vì vậy tỉ giá thực sẽ không thay đổi, khi đó nó sẽ không tác động tới xuất khẩu ròng;

Chúng ta sẽ không ảnh hưởng có lợi của sự giảm giá đồng tiền ngay tức khắc trong ngắn hạn, tài khoản vãng lai có thể xấu đi

Trang 14

2.1.3 Lý thuyết hiệu ứng đường cong J

Khi phá giá đồng tiền còn phụ thuộc vào nhập khẩu và xuất khẩu phản ứng nhanh như thế nào tới giá tương đối thay đổi: ảnh hưởng của thay đổi tỉ giá thực trên xuất khẩu ròng có thể là yếu trong ngắn hạn và thậm chí là nó không đúng Mô hình đường cong

J tác động của xuất khẩu ròng tới giảm giá thực qua thời gian được mô tả trong hình 2.2 Trong ngắn hạn, xuất khẩu ròng sẽ giảm (nghĩa là trở nên tiêu cực hơn) cũng như là giảm tỉ giá thực sẽ làm tăng chí phí nhập khẩu Tuy nhiên sau một thời gian, xuất khẩu tăng và số lượng nhập khẩu giảm nhiều hơn bù đắp vào chi phí tăng lên của nhập khẩu,

và xuất khẩu ròng được cải thiện ( tăng lên hơn mức ban đầu)

Xuất khẩu xấu đi

Xuất khẩu cải thiện

Trang 15

Nói chung sự liên kết giữa các lý thuyết về mối quan hệ tỉ giá thực và cán cân thương mại được xác định công thức sau :

và giá trị nhập khẩu là lớn, và ngược lại (Munn và Mutti, 2004)

Sau nghiên cứu đầu tiên của Magee (1973), một số lượng lớn các nghiên cứu thực nghiệm khám phá ra trong dài hạn tác động của tỉ giá thực lên cán cân thương mại, và hiện tượng hiệu ứng đường cong J đều tồn tại

2.2.1 Nghiên cứu ở các nước đang phát triển và kém phát triển

Bahmani-Oskooee (1994) trong bài nghiên cứu “ Tác động của giảm giá trong ngắn hạn và dài hạn : Mô hình hiệu chỉnh sai số và đồng liên kết” đã thử nghiệm ở 41 nước phát triển và kém phát triển về sự tồn tại của đồng liên kết (cointegration )và hiệu ứng đường cong J áp dụng thủ tục hai bước Engle-Granger Kết quả cho thấy cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái thực là đồng liên kết chỉ có 14 quốc gia Trong các nước tham gia đồng liên kết, có một số bằng chứng của hiệu ứng đường cong J Wilson và Kua, (2001) trong các nghiên cứu của mình “ Tỉ giá và cán cân thương mại: Trường hợp của Singapore từ 1970 đến 1996” sử dụng phương pháp ARDL , kiểm tra mối quan hệ giữa cán cân thương mại thực và tỷ giá hối đoái thực cho thương mại hàng hóa song phương giữa Singapore, Hàn Quốc và Malaysia đối với Hoa Kỳ và

Trang 16

Nhật Bản Kết quả không có bằng chứng của hiệu ứng đường cong J được tìm thấy ngoại trừ thương mại giữa Hàn Quốc với Hoa Kỳ

Trong nghiên cứu “Ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá hối đoái thực lên cán cân thương mại ở Croatia” của Tihomir Stucka (2004) để ước tính ảnh hưởng của tỉ giá

hối đoái với cán cân thương mại sử dụng một mô hình tinh giản Mô hình này được ước tính bằng cách sử dụng ba phương pháp ARDL đã tìm thấy tìm thấy bằng chứng của hiệu ứng đường cong J ở Croatia

Trong các nghiên cứu về thương mại song phương của Trung Quốc với các nước G7, Ahmad và Yang, (2004) không tìm thấy bằng chứng ảnh hưởng của đường cong J Bhattarai và Armah, (2005) trong các nghiên cứu của họ xác nhận mối quan hệ giữa xuất khẩu và nhập khẩu và thay đổi của tỉ giá thực là ổn định trong dài hạn Thorbecke, (2006) trong các nghiên cứu thực nghiệm đã chứng minh rằng việc định giá cao đồng tiền tại Indonesia, Mã lai và Thái Lan làm giảm xuất khẩu

Một nghiên cứu “Hiệu ứng đường cong J ở các nền kinh tế mới nổi ở Đông Âu” mở rộng ở các nền kinh tế mới nổi tại Châu Âu (Bulgaria, Croatia, Cyprus, Czech Republic, Hungary, Poland, Romania, Russia, Slovakia, Turkey và Ukraine) của Bahmani-Oskooee and Kutan, (2007) thực nghiệm đã tìm thấy đường cong J tồn tại ở

ba nước Bulgaria, Croatia và Russia Điều này có nghĩa rằng trong ngắn sẽ có sự sụt giảm kết hợp với dài hạn sẽ cải thiện

Yuen- Ling (2008) trong bài nghiên cứu “ Mối quan hệ giữa tỉ giá thực và cán cân

thương mại: Nghiên cứu thực nghiệm tại Malaysia“ sử dụng phương pháp đồng liên kết và cơ chế hiệu chỉnh sai số ECM, đã thông qua phương trình thể hiện cán cân thương mại là một hàm mức thu nhập trong nước và mức thu nhập nước ngoài và tỉ giá thực vì vậy :

t t t

Trang 17

Một nghiên cứu nền kinh tế Serbian của Petrovic và Gligoric (2010) cho thấy giảm

tỉ giá có cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn Họ cũng tìm thấy sự tồn tại của đường cong J

Một nghiên cứu “ Giá trị giao dịch của đồng Rupee Pakistan và cán cân thương mại của Pakistan” sử dụng phương pháp thử nghiệm giới hạn ARDL tới đồng liên kết thực hiện bởi Shahbaz (2011) tìm thấy mối quan hệ giữa tỉ giá, thu nhập và cung ứng tiền trong dài hạn

Shahbaz (2012) trong bài nghiên cứu” Sự thay đổi của tỉ giá thực và cán cân thương mại: Bằng chứng từ Pakistan” sử dụng phương pháp tự hồi quy trễ (ARDL) tới đồng liên kết đã tìm ra mối quan hệ giữa tỉ giá thực và cán cân thương tại Pakkistan Họ đã tìm thấy mối quan hệ trong dài hạn và không tồn tại mối quan hệ đường cong J Tuy nhiên, họ cho rằng đồng tiền mất giá dẫn tới suy giảm cán cân thương mại của Pakistan Trong bài nghiên cứu “ Cán cân thương mại và tỉ giá thực” do Kharroubi (2011) thực hiện, ông đã xây dựng mô hình kinh tế dựa trên mô hình của Goldstein và Khan‘s (1985) mô hình hình thức giảm của cán cân thương mại, mà cán cân thương mại là tiêu cực với thu nhập trong nước, tích cực với thu nhập nước ngoài và tiêu cực với tỉ giá thực (một sự tăng lên của tỉ giá thực tương đương với sự định giá cao) Họ cũng đã tìm thấy xác nhận rằng việc điều chỉnh tỉ giá hóai đối sẽ phải kèm theo điều chỉnh các chính sách khác

2.2.2 Nghiên cứu ở các nước đã phát triển

Rose và Yellen, (1989) trong bài nghiên cứu” Có tồn tại đường cong J?“ Sử dụng

dữ liệu tách biệt (disaggregated) về thương mại song phương trong trường hợp

dữ liệu của Mỹ giai đoạn 1960 đến 1985 đã không tìm thấy sự tồn tại của đường cong J và không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ dài

Rose (1991) trong bài nghiên cứu “ Vai trò của tỉ giá trong mô hình thương mại phổ biến: Điều kiện Marshall-Lerner có tồn tại?” đã tìm thấy điều kiện của Marshall-Lerner không tồn tại trong năm nước OECD (Anh, Canada, Đức, Nhật Bản và Mỹ) Kết quả của bà ta chỉ ra mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỉ giá là không đáng kể, điều này có nghĩa là giảm giá trị sẽ không cải thiện cán cân thương mại trong thời gian dài

Trang 18

Trong bài nghiên cứu “ Mối quan hệ giữa tỉ giá thực và cán cân thương mại : Một thực nghiệm ” sử dụng phương pháp đồng liên kết và ước lượng OLS của Shirvani và Wilbratte, (1997) đã kiểm mối quan hệ giữa cán cân thương mại và các quốc gia G7 (Canada, Pháp, Đức, Ý, Nhật Bản, Liên hiệp Anh và Mỹ) theo mô hình

i t t

2.2.3 Tóm tắt các kết quả nghiên cứu

Mô hình hiệu chỉnh sai số và đồng liên kết

có một số bằng chứng của hiệu ứng đường cong J

Kua, (2001

Tỉ giá và cán cân thương mại: Trường hợp của Singapore từ

1970 đến 1996

phương pháp ARDL

không có bằng chứng của hiệu ứng đường cong J được tìm thấy ngoại trừ thương mại giữa Hàn Quốc với Hoa Kỳ

phương pháp ARDL

tìm thấy bằng chứng của hiệu ứng đường cong J

tìm thấy đường cong J tồn tại ở ba

Croatia và Russia Điều này có nghĩa rằng trong ngắn sẽ

có sự sụt giảm kết hợp với dài hạn sẽ cải thiện

5 Yuen- Ling

(2008)

Mối quan hệ giữa tỉ giá thực và cán cân thương mại: Nghiên cứu thực nghiệm tại Malaysia

sử dụng phương pháp đồng liên kết và cơ chế hiệu chỉnh sai số ECM

chỉ ra rằng phá giá đồng tiền cải thiện cán cân thương mại, không có tác động đường cong J

Trang 19

sử dụng phương pháp thử nghiệm giới hạn ARDL tới đồng liên kết

thấy mối quan hệ giữa tỉ giá, thu nhập

và cung ứng tiền trong dài hạn

(2012

Sự thay đổi của tỉ giá thực và cán cân thương mại: Bằng chứng từ Pakistan

sử dụng phương pháp tự hồi quy trễ (ARDL) tới đồng liên kết

tìm ra mối quan hệ giữa tỉ giá thực và cán cân thương tại Pakkistan, không tồn tại mối quan hệ đường cong J

Yellen,

(1989)

Có tồn tại đường cong J

Sử dụng dữ liệu

(disaggregated)

không tìm thấy sự tồn tại của đường cong J và không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ dài

sử dụng phương pháp đồng liên kết và ước lượng OLS

Họ đã tìm thấy giảm giá đồng tiền

sẽ cải thiện cán cân thương mại

Trang 20

Dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu này là chuỗi dữ liệu theo thời gian của cán cân thương mại, tỉ giá thực đa phương, GDP thực trong nước (GDP_VN), GDP thế giới (GDP_W)

Dữ liệu được lấy từ nhiều có uy tín khác nhau như là : Ngân hàng nhà nước Việt Nam, Cục Thống kê Việt Nam, Ngân hàng phát triển Châu Á (ADB), Ngân hàng Thế giới (WB), Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF), IFS (International fanancial statictis) , Hợp tác và Phát triển kinh tế (OECD), Cục thống kê các nước, từ OADN trong thời gian quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2012

Đối với số liệu tỉ giá và CPI bài viết chọn thời gian gốc là quý 1/2000

Tất cả dữ liệu (Tỉ giá thực, GDP Việt Nam, GDP nước ngoài) được chuyển sang logarit

tự nhiên trước khi kiểm định mô hình

Hình 3.1: Mô tả các biến và nguồn

Tổng thu nhập trung bình các đối tác thương mại

có trọng số thương mại với Việt Nam

Lý thuyết kinh tế giải thích rằng sự mất giá thực của tiền tệ một quốc gia có ảnh hưởng tích cực đến cán cân thương mại, nhưng tính phù hợp của lý thuyết này phụ thuộc vào

độ nhạy khối lượng xuất khẩu, nhập khẩu đến tỷ giá hối đoái thực Trong một phần của nghiên cứu này, chúng tôi sẽ cố gắng để lấy các điều kiện được gọi là Điều kiện Marshall Lerner Các điều kiện giải thích nếu mất giá thực sự gây ra để cải thiện cán

Trang 21

cân thương mại khi độ co giãn xuất khẩu, nhập khẩu là khá cao và giả định tất cả các yếu tố khác không thay đổi

Điều kiện Marshall Lerner giải thích rằng sự mất giá thực gây ra sự thặng dư cán cân thương mại chỉ khi tổng của độ co giãn của xuất khẩu và nhập khẩu hơn lớn hơn 1 (Nguồn: Kinh tế quốc tế, Paul Krugman, ấn bản thứ tư trang 477)

Mô hình kinh tế được sử dụng trong nghiên cứu này là mô hình (tương tự như Goldstein & Khan, 1985; Shirvani và Wilbratte, 1997; Yuen-Ling 2008; Kharroubi, 2011), cán cân thương mại phụ thuộc vào nhập trong nước, thu nhập nước ngoài và tỉ giá thực Do đó, chuyển đổi sang log, ta có:

lnBOTt =α0 + α1lnREERt + α1lnGDPt_VN+ α3lnGDPt_W+  t (3)

Trong đó:

lnBOTt : logarit tự nhiên cán cân thương mại

lnREERt :logarit tự nhiên tỉ giá thực đa phương

lnGDP_VN : logarit tự nhiên GDP thực của Việt Nam

lnGDP_w : logarit GDP các nước có trọng số thương mại với Việt Nam

t : độ nhiễu sai số, với các giả định ngẫu nhiên là bình thường

Điều kiện: α0 >0, α1 <0, α2 <0, α3>0

α1 <0 có nghĩa điều kiện Marshall-Lerner là tồn tại, nghĩa rằng giảm giá thực sẽ cải thiện cán cân thương mại của Việt Nam

3.4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị (unit test root)

Phương pháp kiểm tra của kiểm định nghiệm đơn vị là bước đầu tiên là phân tích đồng liên kết Để kiểm định tính dừng của dãy số liệu trong nghiên cứu này áp dụng kiểm định ADF Nghiên cứu này cũng sử dụng độ trễ theo tiêu chuẩn AIC (Akaike information Criterion)

Trang 22

3.4.2 Kiểm tra đồng liên kết

Kiểm tra đồng liên kết được tiến hành nhằm tránh kết quả hồi quy giả Việc kiểm tra đồng tích hợp nhằm xác định trạng thái cân bằng trong dài hạn giữa các biến Trong nghiên cứu này sử dụng phương pháp Jonhansen và Juselius (1990) Đây là kỹ thuật kiểm định đồng tích hợp sử dụng nguyên tắc hợp lý cực đại (maximun likehihood, maximun angle và trace value) để xác định sự tồn tại các vec tơ đồng tích hợp giữa các dãy số thời gian không dừng

3.4.3 Kiểm tra nguyên nhân Granger

Tổng thể, biến x là nhân quả Granger nếu các các biến trễ của x tác động lên biến trễ của y Theo Granger nếu x không là nguyên nhân Granger của y, mối tương quan giữa hai biến là ảnh hưởng của y lên x

3.4.4 Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số

Sau khi kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết, biến động trong thời gian ngắn hạn được thiết lập theo mô hình hiệu chỉnh sai số VECM, mô hình sử dụng trong nghiên cứu này có dạng chung như sau :

) 4 (

1 1

4

0 , 4 0

, 3 0

, 2 1

, 1 0

3 2

1

t t

i

i t i

i

i t i

i

i t i

i

i t i

t

ECM

WGDP RGDP

REER BOT

1 2

2

4

0 , 4 0

, 3 0

, 2 1

, 1 0

3 2

1

t t

q

i

i t i

q

i

i t i

q

i

i t i

q

i

i t i

t

ECM

WGDP RGDP

REER BOT

1 3

3

4

0 , 4 0

, 3 0

, 2 1

, 1 0

3 2

1

t t

r

i

i t i

r

i

i t i

r

i

i t i

r

i

i t i

t

ECM

WGDP RGDP

REER BOT

4

0 , 4 0

, 3 0

, 2 1

, 1 0

3 2

1

t t

s

i

i t i

s

i

i t i

s

i

i t i

s

i

i t i

t

ECM

WGDP RGDP

REER BOT

Trang 23

3.4.5 Hàm phản ứng xung

Hàm phản ứng của Cholesky‘s sẽ ước lượng ảnh hưởng từ tỉ giá thực lên cán cân thương mại với việc xem xét một thiết lập có hoặc không có ảnh hưởng của đường cong J

Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị

Kết quả kiểm định ADF ( unit test root) chỉ ra rằng giả thiết : H0 (biến không dừng ) không thể bị bác bỏ ở các mức level (chuỗi dữ liệu gốc) nhưng bị bác bỏ ở sai phân bậc 1( I(1)) của tất cả các biến ở mức ý nghĩa 5%

Như vậy các biến BOT, REER, GDP_VN, GDP_W là những chuỗi thời gian không dừng cho kiểm tra đồng tích hợp để thiết lập mối cân bằng trong dài dài hạn của các biến nghiên cứu

Bài nghiên cứu này sử dụng phương pháp Jonhansen và Juselius (1990) để kiểm định đồng tích hợp Phương pháp Jonhansen và Juselius (1990) áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại nhằ xác định vec tơ đồng tích hợp giữa các dãy số thời gian không dừng Trường hợp kiểm định có ít nhất một vec tơ đồng tích hợp thì giữa các biến có mối quan hệ dài hạn

Bài nghiên cứu đã chạy mô hình với nhiều độ trễ khác nhau cho thấy độ trễ phù hợp là

2

Kiểm định ADF( t statistics)

T statistics Test cricical values T statistics Test cricical

Trang 24

Từ bảng kiểm tra đồng tích hợp (bảng 4.3) theo phương pháp kiểm định Jonhansen và Juselius (1990) là kiểm định vết của ma trận (trace) và kiểm định (maximal eigenvalue) đều bác bỏ giả thiết không tồn tại vec tơ đồng tích hợp và khẳng định tồn tại ít nhất một vec tơ đồng tích hợp Như vậy là tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến được

Bảng 4.2: Kiểm tra đồng tích hợp

Giả thiết H0

Giá trị riêng của

ma trận Eigenvalue

Giá trị thống kê của ma trận Trace Statistic

Giá trị tới hạn 0,05 Critical

Trace test chỉ ra tồn tại một vec tơ đồng tích hợp ở mức 5%

* bác bỏ giả thiết ở mức ý nghĩa 5%

Giả thiết H0

Giá trị riêng của

ma trận Eigenvalue

Giá trị thống kê của ma trận Max-Eigen Statistic

Giá trị tới hạn 0,05 Critical

Max-eigenvalue test chỉ ra tồn tại 1 vec tơ đồng tích hợp ở mức ý nghĩa 5%

* bác bỏ giả thiết ở mức ý nghĩa 5%

Các hệ số đồng tích hợp được chuẩn hóa ( sai sô chuẩn trong dấu ngoặc tròn)

Dùng kiểm định F statistic tính toán để so sánh với kiểm định phê phán tìm thấy nguyên nhân ảnh hưởng của tỉ giá thực (REER) lên cán cân thương mại (BOT) ở mức ý nghĩa 10%, nhưng theo chiều ngược lại thì không tồn tại( Bảng 4.4 kiểm định nguyên nhân Granger ), đồng thờ Như vậy kết quả kiểm định cho thấy tồn tại mối quan hệ trong dài

Trang 25

hạn giữ tỉ giá thực REER và cán cân thương mại BOT Điều này ngụ rằng tỉ giá thực REER có ảnh hưởng lên cán cân thương mại trong dài hạn

Bảng 4.3: Kiểm tra nguyên nhân Granger

Pairwise Granger Causality Tests

Sample: 2000Q1 2012Q4

Lags: 2

D(REER) does not Granger Cause D(BOT) 49 2,95246*** 0.06263

D(GDP_VN) does not Granger Cause D(REER) 49 1,26743 0.29163

D(GDP_W) does not Granger Cause

Ghi chú: *,**,*** có mức ý ngĩa 1%, 5%, 10%

Nguồn theo tính toán của tác giả

Từ kết quả mô hình VECM ta có phần dư sai số của BOT và REER là ở mức ý nghĩa 5% bài nghiên cứu đã sử dụng ý nghĩa giá trị thống kê t (t statistic) để kiểm định xem các biến độc lập có ảnh tới biến phụ thuộc không Điều này cho thấy có sự cân bằng dài hạn sau khoảng thời gian biến động trong ngắn hạn ( kết quả VECM được mô tả chi tiết trong phụ lục kết quả mô hình VECM)

Trang 26

Bảng 4.4 : Kết quả kiểm định VECM

Biến phụ thuộc : BOT

Mẫu: 2000Q4 2012Q4

Sai số chuẩn trong dấu ngoặc ( ), giá trị nằm trong dấu ngoặc [ ]

CointEq1

(0,06833) (0,01550) (0,00208) (0,00292) [ 1,69186]*** [ 2,02362]*** [-2,40672]** [ 2,99973]*

D(BOT(-1))

(0,13478) (0,03057) (0,00410) (0,00576) [-6,43295]* [-1,43603] [ 0,45185] [-1,51735]

D(BOT(-2))

(0,12817) (0,02907) (0,00390) (0,00548) [-3,84297]* [-1,96470] [-0,34214] [-1,30845]

D(REER(-1))

(0,68698) (0,15582) (0,02090) (0,02936) [-0,50400] [-3,09556] [ 0,09061] [ 1,85486]***

D(REER(-2))

(0,68367) (0,15507) (0,02080) (0,02921) [-2,22935]** [-1,36552] [ 1,18288] [ 3,10532]*

D(GDP_VN(-1))

(5,52236) (1,25255) (0,16804) (0,23598) [-0,46554] [-0,54684] [ 1,07568] [-2,00392]**

D(GDP_VN(-2))

(4,81441) (1,09198) (0,14650) (0,20573) [-1,99367]*** [-0,78984] [-3,14096]* [-1,42426]

D(GDP_W(-1))

(3,65224) (0,82838) (0,11113) (0,15607) [-0,88148] [ 1,76780]*** [-0,07276] [ 3,32031]*

D(GDP_W(-2))

(4,25977) (0,96618) (0,12962) (0,18203) [ 2,73042]* [ 1,23531] [ 0,47517] [ 0,87360]

Ghi chú: *,**,*** có mức ý ngĩa 1%, 5%, 10%

Nguồn theo tính toán của tác giả

Từ kết quả mô hình VECM ta thấy sự tác động mạnh của tỉ giá thực REER lên cán cân thương mại trong ngắn hạn ở quý 2, có nghĩa là từ một sự biến động của tỉ giá từ quý 2 trở về trước sẽ có tác động lên cán cân thương mại ở hiện tại, cụ thể từ kết quả VECM cho thấy tỉ giá thực REER tăng lên 1% sẽ làm cho cán cân thương mại BOT giảm 1,524% đây là mối quan hệ nghịch chiều Như vậy trong ngắn hạn khi phá giá đồng tiền

sẽ không cải thiện cán cân thương mại mà làm cho cán cân thương mại giảm xuống, điều này hoàn toàn phù hợp với tình trạng xuất khẩu của Việt Nam là nông sản, thủy sản

Trang 27

có tính thời vụ đồng thời nhập khẩu của Việt Nam không hẳn là dựa vào chính sách tỉ giá mà còn nhiều yếu tố khác quyết định

Kết quả kiểm định cũng chỉ ra tổng thu nhập GDP_VN cũng có mối quan hệ nghịch chiều với cán cân thương mại cụ thể trong ngắn hạn 1% sự tăng lên của GDP_VN sẽ làm cán cân thương mại giảm xuống 9,59% Đồng thời cũng trong quý 2 thu nhập trung bình của các đối tác thương mại có tỉ trọng với Việt Nam (GDP_W) có mối quan hệ tuyến tính, 1% tăng lên GDP_W làm cho cán cân thương mại BOT tăng lên 11,6 % Kết quả của hai biến GDP_VN và GDP_W là hoàn toàn phù hợp với lý thuyết

Hình 4.1: Đồ thị Hàm phản phản ứng xung

Từ đồ thị hàm phản ứng xung chỉ ra rằng không có ảnh hưởng của đường cong J tại Việt Nam Đồng thời sự hồi đáp của BOT tới REER cũng chỉ rằng sự suy giảm mạnh của cán cân thương mại ở thời kỳ thứ 2 sau đó tăng trở lại và giảm ở thời kỳ thứ 6 tiếp tăng lên lại và hầu như duy trì một đường thẳng ở thời kỳ thứ 15 trong suốt quá trình nghiên cứu

Sau khi thiết lập các kiểm định, mô hình kiểm định dài hạn và ngắn hạn, hàm phản ứng xung ta có mô hình như sau ( xem chi tiết ở phụ lục kết quả kiểm tra đồng liên kết và phụ lục kết quả kiểm định VECM):

Trang 28

lnBOT=269,8620 +3,921205*lnREER - 119,3241*lnRDP_VN+ 58,71059*lnRDP_W

R-squared=0,647742, Adj, Adj R-squared=0,555042, F-statistic=6,987538

Ở đây bài nghiên cứu sự dụng kiểm định giá trị thống kê t( t-statistic) để kiểm định các biến độc lập của mô hình có ý nghĩa không Với giá trị thống kế t-statistic nằm trong []của các biến lần lượt là REER [-2,17874], biến GDP Việt Nam GDP_VN [ 8,70364] và biến GDP nước ngoài GDP_W [-8,05773], với giá trị kiểm định t-statistic tính toán ở mức ý nghĩa 5% là 2,0106 Như vậy các giá trị thống kê t của các biến độc lập trong mô hình đều lớn hơn giá trị thống kê t tính toán nên các biến REER, GDP_VN, GDP_W điều có ý nghĩa thống kê và phù hợp với lý thuyết Trong đó tỉ giá thực REER tỉ lệ thuận với cán cân thương mại, trong dài hạn 1% tăng lên của tỉ giá thực REER cán cân thương mại sẽ tăng lên 3,921205% Tổng thu nhập trong nước biến RDP_VN tỉ lệ nghịch với cán cân thương mại một sự tăng lên 1% GDP_VN làm cho cán cân thương mại giảm xuống 119,3241% đều này cũng phù hợp với lý thuyết Xét trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi GDP trong nước tăng cũng đồng nghĩa với thu nhâp của người dân được cải thiện làm cho tâm lý sính ngoại của người dân tăng lên, nên hàng nhập khẩu sẽ tăng theo dẫn tới cán cân thương mại giảm Đối với biến thu nhập trung bình của các đối tác có tỉ trọng thương mại với Việt Nam (GDP_W) có quan hệ thuận với cán cân thương mại, cụ thể 1% tăng lên của GDP_W

sẽ làm cán cân thương mại tăng lên 58,71059%, xét trong các điều khác không đổi một

sự tăng lên của GDP_W cũng có nghĩa là làm cho thu nhập của người nước ngoài tăng lên dẫn tới nhu cầu của họ đối với hàng nhập khẩu tăng lên, từ đó xuất khẩu của Việt Nam tăng lên nên làm cho tiết kiệm ròng tăng lên

Nhìn chung mô hình là có ý nghĩa thể hiện ớ F-statistic=6,987538, tuy nhiên mức độ giải thích của mô hình là không cao thể hiện ở R-squared=0,647742, Adj R-squared=0,555042 điều này hàm ý rằng việc phá giá đồng tiền một cách riêng lẽ cán cân thương mại cải thiện yếu, mà cần phải đi kèm với các chính sách vĩ mô khác, lúc

đó cán cân thương mại mới được cải thiện tốt

Trang 29

Kết quả của mô hình cho thấy 64,77% và 55,5% sau khi điều chỉnh sự thay đổi tổng thể của cán cân thương mại là được giải thích bởi phương trình hồi quy, tuy nhiên mức

độ giải thích của mô hình là không cao Kết quả nghiên cứu này giống với , các nghiên cứu tương tự của Yuen-Ling et al (2008) ở Malaysia, Mohammad và Hussain (2010),

và Shahbaz (2012) ở Pakistan, Shirvani và Wilbratte (1997) ở Mỹ và các nước G7, cũng như Kharroubi (2011) ở 20 quốc gia OECD

Từ dữ liệu thu thập được trong quá trình nghiên cứu từ quý 1/2000 đến quý 1/2013 ta thấy rằng tỉ giá thực và tỉ giá danh nghĩa gần như là bằng nhau trong giai đoạn từ quý 1/2000 đến quý 4/2004, sau đó tỉ giá danh nghĩa tăng lên qua các năm tuy nhiên tỉ giá thực lại giảm và khoảng cách giữ tỉ giá danh nghĩa với tỉ giá thực càng cao Với chính sách duy trì tỉ giá của Việt Nam hiện nay chỉ dao động trong một biên độ hẹp, có thể nói gần như là cố định điều này góp phần vào kiềm chế lạm phát, tuy nhiên lạm phát Việt Nam vẫn cao hơn của Mỹ và các nước có quan hệ thương mại chủ yếu của Việt Nam Chính những điều này đã làm cho đồng tiền Việt Nam đang bị định giá cao so với Mỹ và các nước có quan hệ thương mại của Việt Nam

Định dạng
Số trang	58
Dung lượng	1,48 MB