Nghiên cứu hiệu ứng đường cong j đối với nền kinh tế việt nam

Để kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại tác giả sử dụng các biến tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu, tỷ giá thực đa phương, tổng thu nhập quốc dân trong nước và tổng thu n

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

-oOo -

NGUYỄN HẢI THIÊN

NGHIÊN CỨU HIỆU ỨNG ĐƯỜNG CONG J

ĐỐI VỚI NỀN KINH TẾ VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học: PGS TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA

TP.Hồ Chí Minh - Năm 2013

LỜI CẢM ƠN

Trước hết tác giả xin gửi lời cám ơn chân thành đến người hướng dẫn

khoa học, PGS TS Nguyễn Thị Liên Hoa, về những ý kiến đóng góp, những

chỉ dẫn có giá trị giúp tác giả hoàn thành luận văn

Tác giả xin gửi lời cám ơn đến gia đình, đồng nghiệp và bạn bè đã hết lòng ủng hộ và động viên tác giả trong suốt thời gian thực hiện luận văn này

Tp Hồ Chí Minh, tháng 9 năm 2013

Tác giả

Nguyễn Hải Thiên

LỜI CAM ĐOAN

Tác giả xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của riêng tác giả với sự giúp đỡ của Cô hướng dẫn và những người mà tác giả đã cảm ơn Số liệu thống

kê được lấy từ nguồn đáng tin cậy, nội dung và kết quả nghiên cứu của luận văn này chưa từng được công bố trong bất cứ công trình nào cho tới thời điểm hiện nay

Tp Hồ Chí Minh, ngày 24 tháng 09 năm 2013

Tác giả

Nguyễn Hải Thiên

MỤC LỤC

LỜI CẢM ƠN i

LỜI CAM ĐOAN ii

MỤC LỤC iii

DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT v

DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ vi

TÓM TẮT 1

1 Giới thiệu 2

2 Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây 4

3 Phương pháp nghiên cứu 9

3.1 Phương pháp nghiên cứu .9

3.2 Dữ liệu nghiên cứu 9

3.2.1 Tính tỷ số xuất nhập khẩu 10

3.2.2 Tính tỷ giá thực đa phương 10

3.2.2.1 Chọn rổ tiền tệ đặc trưng 10

3.2.2.2 Điều chỉnh chỉ số tiêu dùng CPI về kỳ gốc 10

3.2.2.3 Tính chỉ số tỷ giá danh nghĩa song phương 10

3.2.2.4 Tính tỷ trọng thương mại 11

3.2.2.5 Tính tỷ giá thực đa phương 11

3.2.3 Tính GDP nước ngoài 12

3.3 Mô hình sử dụng 12

3.3.1 Mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết .12

3.3.2 Mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) 13

3.3.3 Hàm phản ứng xung (IRF) 14

3.3.4 Phân rã phương sai 14

4 Nội dung và kết quả nghiên cứu .15

4.1 Kiểm định tính dừng của biến 15

4.2 Xác định độ trễ tối ưu 16

4.3 Kiểm định đồng liên kết 16

4.4 Mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết 17

4.5 Mô hình vector hiệu chỉnh sai số VECM 20

4.6 Hàm phản ứng xung (IRF) 24

4.7 Phân rã phương sai 25

5 Kết luận .26

5.1 Kết quả nghiên cứu chính 26

5.2 Định hướng các chính sách 28

5.3 Các hạn chế của mô hình và hướng phát triển trong tương lai 29

TÀI LIỆU THAM KHẢO 30

PHỤ LỤC 31

DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT

Chữ viết tắt Tiếng Anh Tiếng Việt

ARDL Autoregressive distributed

lag

Phân bổ trễ tự hồi quy

VECM Vector Error Correction

Model

Mô hình vector hiệu chỉnh sai

số GDP Gross domestic product Tổng sản phẩm quốc dân trong

Fund

Quỹ tiền tệ quốc tế

IRF Impulse Response Funtion Hàm phản ứng thúc đẩy

OLS Ordinary least squares Phương pháp bình phương bé

nhất

phương pháp Phillips – Perron

REER Real effective exchange Rate Tỷ giá thực đa phương

xuất khẩu trên nhập khẩu)

DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ

Danh mục bảng biểu

Bảng 2.1: Tổng hợp các nghiên cứu trước đây

Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị theo tiêu chuẩn PP

Bảng 4.2: Kết quả kiểm định đồng liên kết

Bảng 4.3: Kết quả xác định độ trễ tối ưu

Bảng 4.4: Hồi quy phương trình 3.1 xác định mối liên hệ dài hạn giữa các biến Bảng 4.5: Kết quả kiểm định loại biến không có ý nghĩa

Bảng 4.6: Hồi quy phương trình 3.3 xác định mối liên hệ dài hạn giữa các biến sau khi loại bỏ biến

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định ý nghĩa giải thích của mô hình

Bảng 4.8: Kết quả ước lượng mô hình ECM xác định mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến

Bảng 4.9: Kết quả phân rã phương sai

Danh mục hình vẽ

Hình 1.1: Hình thể hiện hiệu ứng đường cong J

Hình 4.1: Phản ứng xung của tỷ giá lên cán cân thương mại

TÓM TẮT

Mục tiêu chính của nghiên cứu nhằm tìm hiểu tác động của việc phá giá tiền

tệ lên cán cân thương mại trong ngắn hạn và trong dài hạn Theo lý thuyết đường cong J, mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại thay đổi qua thời gian, và có thể chia thành hai loại đó là quan hệ trong ngắn hạn và quan hệ trong dài hạn Trước tiên, một sự giảm giá của nội tệ so với ngoại tệ, tức tỷ giá tăng, sẽ

có ảnh hưởng trực tiếp ngay lên giá cả nhập khẩu Trong khi đó, giá cả xuất khẩu chưa chịu sự tác động này Kết quả là cán cân thương mại, được đo bằng tỷ số giữa kim ngạch xuất khẩu trên nhập khẩu sẽ suy giảm Tuy nhiên, qua thời gian, lượng nhập khẩu sẽ giảm do giá cả nhập khẩu tăng Đồng thời, giá cả hàng hoá xuất khẩu tính bằng ngoại tệ sẽ giảm, làm tăng tính cạnh tranh trên thị trường quốc tế, dẫn đến lượng xuất khẩu tăng Như vậy, trong dài hạn cán cân thương mại sẽ chuyển biến theo chiều hướng tích cực

Để kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại tác giả sử dụng các biến tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu, tỷ giá thực đa phương, tổng thu nhập quốc dân trong nước và tổng thu nhập quốc dân nước ngoài Nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy phương trình đồng liên kết, mô hình vector hiệu chỉnh sai số, hàm phản ứng xung và phân rã phương sai với số liệu được thu thập và tính toán từ năm 1999 đến năm 2012

Kết quả nghiên cứu phát hiện ra tỷ giá thực đa phương tỷ lệ nghịch với tỷ lệ xuất khẩu trên nhập khẩu, tức khi phá giá tiền tệ thì cán cân thương mại bị giảm sút Kết quả kiểm định cho thấy sau khi phá giá tiền tệ thì cán cân thương mại giảm, sau đó có tăng lên nhưng không tăng bằng mức ban đầu trước khi giảm, dẫn đến trong dài hạn cán cân thương mại bị giảm và sau khi giảm giá tiền tệ thì khoảng 8 quý cán cân thương mại mới trở về trạng thái cân bằng mới

Phá giá tiền tệ là một biện pháp điều chỉnh tỷ giá trong đó nó làm giảm giá đồng nội tệ, do đó thúc đẩy xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu Tuy nhiên phá giá tiền tệ là một quyết định khó khăn và nhạy cảm vì nó ảnh hưởng đến nhiều khía cạnh khác nhau của hoạt động kinh tế, xã hội Đồng thời nó cũng là biện pháp mạnh với nền kinh tế, vì vậy nếu không có những biện pháp hợp lý sẽ có thể gây

ra những hậu quả nghiêm trọng Thực tế này đòi hỏi phải nghiên cứu vấn đề phá giá một cách kỹ lưỡng cả mặt lý thuyết lẫn thực tiễn

Phá giá tiền tệ ảnh hưởng trực tiếp đến xuất khẩu và nhập khẩu của một quốc gia nên một câu hỏi thường được đặt ra cho các nhà kinh tế và hoạch định chính sách là: “Liệu phá giá tiền tệ có giúp cải thiện tình hình cán cân thương mại và tài khoản vãng lai” Lý thuyết về hiệu ứng đường cong J đã trả lời cho câu hỏi này một cách hợp lý

Đường cong J là một đường mô tả hiện tượng cán cân vãng lai bị

xấu đi trong ngắn hạn và chỉ cải thiện trong dài hạn Đường biểu diễn hiện tượng này giống hình chữ J

Hình 1.1 Hiệu ứng đường cong J

Cán cân vãng lai

Thặng dư (+)

Thời gian Thâm hụt (-)

Nguyên nhân xuất hiện đường cong J là do trong ngắn hạn hiệu ứng giá

cả có tính trội hơn hiệu ứng số lượng nên làm xấu đi cán cân thương mại, ngược lại trong dài hạn, hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân thương mại được cải thiện

Mục tiêu của bài nghiên cứu để kiểm tra tác động của phá giá tiền tệ đến cán cân thương mại trong ngắn hạn và trong dài hạn, để xem xét việc phá giá tiền

tệ có thúc đẩy hoạt động thương mại ở Việt Nam như lý thuyết đường cong J nêu

ra hay không, để từ đó đưa ra các khuyến nghị cho chính sách tỷ giá ở Việt Nam trong thời gian tới Tác giả kiểm tra hiệu ứng đường cong J ở Việt Nam bằng cách sử dụng dữ liệu tỷ giá thực đa phương theo quý từ năm 1999 đến năm

2012

Bài nghiên cứu tập trung giải quyết các câu hỏi sau:

1 Khi tỷ giá tăng thì tác động như thế nào đến tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu?

2. Độ trễ thời gian tác động của việc tăng tỷ giá đến xuất nhập khẩu là bao lâu?

Cấu trúc của bài nghiên cứu gồm 5 phần chính:

1 Giới thiệu

2 Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây

3 Phương pháp nghiên cứu

4 Nội dung và các kết quả nghiên cứu

5 Kết luận của nghiên cứu

2 Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây

a Bài nghiên cứu về hiệu ứng đường cong J ở SERBIA của PANOECONOMICUS, năm 2010

Nghiên cứu sử dụng dữ liệu theo tháng từ tháng 1 năm 2002 đến tháng 9 năm

2007 và sử dụng các biến nghiên cứu là tỷ số thương mại, GDP trong nước và tỷ giá thực đa phương Bài nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết JONHASEN và mô hình phân bổ trễ tự hồi quy (ARDL) để phân tích trong dài hạn, trong ngắn hạn sử dụng mô hình điều chỉnh sai số (ECM) và phản ứng xung từ mô hình Var

Kết quả bài viết đã tìm ra được giảm giá tiền tệ làm cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn, và trong ngắn hạn sau khi giảm giá tiền tệ thì cán cân thương mại giảm nhưng sau đó được cải thiện giống như lý thuyết đường cong J

Trong dài hạn khi giảm giá tiền tệ 1% thì cán cân thương mại được cải thiện 0.92- 0.95%

Trong ngắn hạn sau khi giảm giá tiền tệ thì trong 5 tháng đầu tiên cán cân thương mại sụt giảm, sau đó được cản thiện và đạt trạng thái cân bằng mới sau hơn 1 năm

b Bài nghiên cứu thực nghiệm về hiệu ứng đường cong J ở ESTONIA, LATVIA, LITHUANIA và định hướng chính sách của tác giả YUHSING và BRUNO S.SERGI năm 2009

Sử dụng dữ liệu theo quý, từ quý 4 năm 2003 đến quý 3 năm 2007 cho ESTONIA, từ quý 1 năm 1993 đến quý 3 năm 2007 cho LATVIA, từ quý 4 năm

1993 đến quý 3 năm 2007 cho LITHUANIA Bài nghiên cứu sử dụng các biến tỷ

số thương mại, tỷ giá thực song phương của nước nghiên cứu với dollar MỸ, GDP trong nước của các nước đang nghiên cứu và GDP nước ngoài (MỸ) và sử dụng mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết và hàm phản ứng xung

Kết quả nghiên cứu tìm ra hiệu ứng đường cong J đối với ESTONIA, còn không

có hiệu ứng đường cong J cho LATVIA và LITHUANIA

Đối với ESTONIA sau khi giảm giá tiền tệ thì cán cân thương mại giảm và sau 2 quý thì cán cân thương mại được phục hồi và đạt trạng thái cân bằng sau khoảng

10 tháng

Đối với LATVIA giảm giá tiền tệ làm ảnh hưởng xấu đến cán cân thương mại, khi giảm giá tiền tệ sẽ làm cho cán cân thương mại giảm và sau đó phục hồi nhưng không đáng kể

Đối với LITHUANIA thì giảm giá tiền tệ tác động tích cực đến cán cân thương mại, sau khi giảm giá tiền tệ thì cán cân thương mại tăng nhanh, sau 3 tháng thì bắt đẩu giảm và cân bằng sau khoảng 8 tháng

c Bài nghiên cứu tác động ngắn hạn và dài hạn của việc giảm giá tiền tệ đến thương mại song phương của PAKISTAN và các đối tác thương mại của MOHSEN BAHMANI-OSKOOEE và JEHANZEB CHEEMA năm 2009 Bài nghiên cứu sử dụng 13 đối tác thương mại lớn với PAKISTAN với tỷ trọng thương mại lớn hơn 70%, sử dụng dữ liệu theo quý từ năm 1980 đến năm 2003

và sử dụng các biến tỷ số thương mại, tỷ giá thực song phương giữa PAKISTAN

và các đối tác thương mại, GDP trong nước của PAKISTAN và GDP của các nước đối tác thương mại Tác giả sử dụng mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết để kiểm tra trong dài hạn, trong ngắn hạn sử dụng mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM)

Kết quả bài nghiên cứu tìm ra hiệu ứng đường cong J cho PAKISTAN và 5 đối tác thương mại là TRUNG QUỐC, HỒNG KÔNG, NHẬT BẢN, KUWAIT và U.A.E (Tiểu Vương Quốc Ả RẬP)

Và không có hiện tượng đường cong J giữa PAKISTAN và 8 đối tác thương mại còn lại

d Bài nghiên cứu về Sự tồn tại của hiệu ứng đường cong J ở BANGLADESH của tác giả RABEYA KHATOON và MOHAMMAD MAHBUBUR RAHMAN, năm 2009

Trong bài nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết của JONHASEN và mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM), với các biến nghiên cứu là GDP trong nước, GDP nước ngoài, tỷ giá hối đoái thực song phương giữa BANGLADESH và MỸ, dữ liệu nghiên cứu theo quý từ năm 1999 đến năm

2006

Kết quả bài nghiên cứu đã không tìm thấy hiệu ứng đường cong J ở BANGLADESH, kết quả cho thấy cán cân thương mại phản ứng tích cực khi giảm giá tiền tệ, sau khi giảm giá tiền tệ thì cán cân thương mại tăng và đạt cực đại sau khoảng 2 quý

e Bài nghiện cứu về tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại ở khu vực tiền tệ Tây Phi: có hay không hiệu ứng đường cong J, của OLUWATOSIN ADENIYI, OLUSEGUN OMISAKIN và ABIMBOLA OYINLOLA năm 2011 Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu theo quý từ quý 1 năm 1980 đến quý 4 năm 2007 cho các nước khu vực tiền tệ Tây Phi (WAMZ) như: The GAMBIA, GHANA, NIGERIA và SIERRA LEONE Sử dụng các biến nghiên cứu tỷ số thương mại, GDP trong nước, GDP thế giới và tỷ giá thực đa phương Tác giả sử dụng mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết, mô hình phân bổ trễ tự hồi quy (ARDL)

và mô hình điều chỉnh sai số (ECM) để ước lượng tác động của thay đổi tỷ giá lên cán cân thương mại

Kết quả nghiên cứu cho thấy hiệu ứng đường cong J cho The GAMBIA, GHANA và không tìm thấy đường cong J cho NIGERIA và SIERRA LEONE

Bảng 2.1 Tổng hợp các nghiên cứu trước đây:

tại hiệu ứng đường cong J Hiệu ứng đường cong J ở Serbia

của PANOECONOMICUS, năm

2010

tác thương mại

việc giảm giá tiền tệ đến thương

mại song phương của PAKISTAN

và các đối tác thương mại của

PAKISTAN U.A.E (Tiểu

Sự tồn tại của hiệu ứng đường

cong J ở Bangladesh của tác giả

RABEYA KHATOON và

MOHAMMAD MAHBUBUR

RAHMAN, năm 2009

Tỷ giá hối đoái và cán cân thương

mại ở khu vực tiền tệ tây Phi: có

hay không hiệu ứng đường cong J,

của Oluwatosin Adeniyi, Olusegun

Omisakin and Abimbola Oyinlola

năm 2011

tác thương mại

Có

tác thương mại

Có

tác thương

Không

mại SIERRA

LEONE

Các nước đối tác thương mại

Không

Từ bảng tóm tắt kết quả nghiên cứu ta thấy được trong 22 nghiên cứu về thương mại của các nước với các đối tác thương mại, có 9 nước tìm thấy hiệu ứng đường cong J, 13 nước không tìm thấy hiệu ứng đường cong J

3 Phương pháp nghiên cứu

3.1 Phương pháp nghiên cứu

Trong bài nghiên cứu này, tác giả dùng phương pháp nghiên cứu định lượng, sử dụng mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết, mô hình vector hiệu chỉnh sai số , hàm phản ứng xung và phương pháp phân rã phương sai để đánh giá tác động của biến độc lập lên biến phụ thuộc như thế nào trong dài hạn và trong ngắn hạn Tác giả sử dụng các chương trình Microsoft Office Excel và Eviews để hỗ trợ tính toán trong nghiên cứu Trước tiên, tác giả sử dụng chương trình Microsoft Office Excel để tập hợp, tính toán dữ liệu Tiếp theo, tác giả sử dụng chương trình Eviews để ước lượng mô hình và thực hiện các kiểm định

3.2 Dữ liệu nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng quý từ Quý 1 năm 1999 đến quý 4 năm

2012 cho các biến tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu, tỷ giá thực đa phương của Việt Nam, GDP trong nước và GDP nước ngoài Dữ liệu được thống kê từ Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF), Tổng cục thống kê (GSO)

Tác giả thu thập tỷ giá danh nghĩa song phương của Việt Nam đồng và các đồng tiền trong rổ tiền vào cuối quý

Chỉ số giá tiêu dùng trong nước và các đối tác thương mại, tổng sản phẩm trong nước của Việt Nam, tổng sản phẩm của các đối tác thương mại, giá trị xuất

nhập khẩu của Việt Nam và các đối tác thương mại lớn theo quý

Sau đó tác giả tính toán tỷ số xuất nhập khẩu, GDP nước ngoài, tỷ giá đa phương thực

Tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu được tính bằng giá trị xuất khẩu chia cho nhập khẩu

Trong đó : TB là ký hiệu của biến tỷ số xuất nhập khẩu

Căn cứ vào tỷ trọng thương mại của Việt Nam và đối tác thương mại, tác giả chọn ra các đồng tiền tham gia “rổ tiền” theo nguyên tắc ưu tiên chọn đồng tiền của các đối tác có tỷ trọng thương mại lớn với Việt Nam và tổng tỷ trọng của các nước trong rổ tiền lớn hơn 70% giá trị xuất nhập khẩu của Viêt Nam Tác giả đã chọn đồng tiền của 15 quốc gia: Mỹ, Trung Quốc, Nhật Bản, Hàn Quốc, Úc, Đức, Pháp, Anh, Malaysia, Philipine, Indonesia, Thái Lan, Singapore, Nga, Ấn độ

Chọn kỳ gốc là quý 1 năm 1999, sau đó điều chỉnh CPI về năm gốc bằng cách lấy CPI của thời điểm t chia cho CPI của kỳ gốc nhân với 100 CPI của kỳ gốc là 100

Tính chỉ số tỷ giá danh nghĩa song phương của 15 đồng tiền trong rổ tiền với Việt Nam đồng Kỳ gốc là năm 1999, ta lấy tỷ giá ở thời điểm t chia cho

kỳ gốc rồi nhân lại với 100

3.2.2.4 Tính tỷ trọng thương mại

Tỷ trọng thương mại của các đối tác với Việt Nam được tính bằng tổng giá trị xuất nhập khẩu của từng đối tác với Việt Nam chia cho Tổng giá trị xuất nhập khẩu của tất cả các đối tác tham gia trong rổ tiền Tổng tỷ trọng thương mại của các nước tham gia vào rổ tiền bằng 1

wj= Trong đó:

• Ej là xuất khẩu của Việt Nam với đối tác thương mại J

• Ij là nhập khẩu của Việt Nam với đối tác thương mại J

• n là số lượng các nước tham gia trong rổ tiền

Sau khi tính các chỉ số tỷ giá song phương, chỉ số CPI, tỷ trọng thương mại , tác giả tính REER theo công thức sau:

Trong đó:

• n là số lượng các nước tham gia trong rổ tiền

• eij là chỉ số tỷ giá danh nghĩa của nước J tại thời điểm i

• wj là tỷ trọng thương mại của nước j

• CPIij là chỉ số giá của nước J tại thời điểm i

• CPIi là chỉ số giá trong nước tại thời điểm i

Khi REER lớn hơn 100 thì đồng tiền định giá thấp, REER nhỏ hơn 100 tiền định giá cao, REER bằng 100 đồng tiền định đúng giá hay đồng nội tệ ngang giá sức mua với rổ tiền tệ

Theo kết quả tính REER ở bảng 2, phụ lục 3 cho thấy từ năm 1999 đến 2007 tỷ giá thực đa phương lớn hơn 100 có nghĩa tiền đồng được định giá thấp, từ năm

2008 tỷ giá đa phương giảm xuống nhỏ hơn 100, điều này phù hợp với thực tế năm 2008 do tác động của khủng hoảng, CPI trong nước tăng cao so với các nước trong rổ tiền đã làm cho REER giảm xuống, và tiền đồng được định giá cao

so với rổ tiền tệ

GDP nước ngoài được tính bằng tổng giá trị GDP của các nước tham gia vào rổ tiền tại từng thời điểm nhân với tỷ trọng thương mại của từng nước tương ứng

GDPF = j GDPj Trong đó:

• wj là tỷ trọng thương mại của nước j

• GDPj là tổng sản phẩm quốc dân của nước J

3.3 Mô hình sử dụng

Dựa và các bài nghiên cứu trước đây, để phân tích mối quan hệ trong dài hạn tác giả hồi quy phương trình đồng liên kết sau:

LnTBt = α1 + α1 lnREER t + α2 lnGDP t + α3 lnGDPF t + εt (3.1) Trong đó :

• Ln là logarit tự nhiên

• TB là tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu

• GDP là chỉ số tổng sản phẩm quốc dân trong nước

• GDPF là chỉ số tổng sản phẩm quốc dân của nước ngoài

• REER là tỷ giá thực đa phương

Do các biến kinh tế vĩ mô đều là các biến chuỗi thời gian và để không

mắc phải những sai lầm do yếu tố xu thế trong biến gây ra, để mô hình hồi quy

có ý nghĩa, trước khi xác định mối quan hệ dài hạn giữa các biến ta tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị để xác định tính dừng của chuỗi Nhưng nếu kiểm định nghiệm đơn vị lại không bác bỏ được giả thuyết chuỗi có nghiệm đơn vị, tức chuỗi số liệu là không dừng thì ta có thể dùng sai phân để có được các chuỗi dừng trước khi sử dụng cho hồi qui

Khi biến phụ thuộc và biến độc lập là đồng liên kết thì tổ hợp tuyến tính của chúng sẽ dừng và có thể giải thích được mối quan hệ dài hạn giữa các biến

Để kiểm tra tính đồng liên kết tác giả sử dụng phương pháp kiểm định var của Johnhansen

Kiểm định đồng liên kết dựa trên phương pháp Var của Johansen là kỹ thuật kiểm định đồng liên kết được sử dụng phổ biến nhất trong việc áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại nhằm xác định sự tồn tại của các vector đồng liên kết giữa các dãy số thời gian không dừng Phương pháp này sẽ cho biết được số lượng các vector đồng liên kết và cho phép các nhà nghiên cứu có thể kiểm định nhiều giả thiết khác nhau liên quan đến các phần tử của các vector Nếu kiểm định có ít nhất một vector đồng liên kết thì khi đó giữa các biến có mối quan hệ dài hạn

Mô hình VECM được dùng để kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa các biến Trong ngắn hạn, sự đồng liên kết có thể bị mất cân bằng, cơ chế điều chỉnh sai số được sử dụng để sữa chữa sự mất cân bằng này

Phương trình 3.1 được biến đổi thành mô hình điều chỉnh sai số (ECM) như sau:

Trong đó:

• ECMt là số hạng sai số

• β là hệ số của biến điều chỉnh sai số, chỉ tốc độ mà hệ thống tiếp cận đến trạng thái cân bằng dài hạn Cụ thể, mức độ trễ trung bình của quá trình điều chỉnh đến trạng thái cân bằng dài hạn là -1/ β Điều này có nghĩa là giá trị tuyệt đối của β càng lớn thì quá trình điều chỉnh diễn ra càng nhanh

Hàm phản ứng xung cho phép xác định hiệu ứng theo thời gian của cú sốc của một biến nội sinh nào đó đối với các biến khác trong mô hình Hiệu ứng của từng cú sốc theo thời gian chính là đạo hàm riêng phần của từng biến trong

hệ phương trình hệ thống theo thời gian

Trong bài nghiên cứu tác giả sử dụng hàm phản ứng xung để kiểm định cú sốc tỷ giá đến tỷ số xuất nhập khẩu, xem xét tỷ số xuất nhập khẩu sẽ thay đổi như thế nào sau khi giảm giá tiền tệ

Phản ứng xung của sự thay đổi tỷ số xuất nhập khẩu với cú sốc REER được tính theo công thức sau:

Trong đó:

• Pt,t+j đại diện cho phản ứng xung của sự thay đổi tỷ số thương mại với cú

sốc REER sau j quý

• Êt,t+j là phản ứng xung tương ứng của sự thay đổi REER

• PTt,t+j cho thấy phản ứng tích lũy của sự thay đổi tỷ số thương mại với

cú sốc REER sau j quý được tiêu chuẩn hóa bởi phản ứng tương ứng của

sự thay đổi REER

Tác giả dùng phương pháp phân rã phương sai để xem xét tỷ lệ phần

trăm ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc trong mô hình, để biết được mức độ ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá tác động đến cán cân thương mại

4 Nội dung và kết quả nghiên cứu

4.1 Kiểm định tính dừng của biến

Để kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu tác giả sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị Phillips – Perron (PP) Vấn đề dừng là một điều kiện quan trọng khi phân tích chuỗi dữ liệu theo thời gian, nếu chuỗi không dừng sẽ tạo ra hồi quy giả mạo và làm sai lệch kết quả mô hình

Bảng 4.1 thể hiện kết quả kiểm định cho các biến LNTB, LNREER, LNGDP, LNGDPF

Nếu giá trị tuyệt đối của thống kê PP lớn hơn giá trị tuyệt đối của các giá trị tới hạn thì chuỗi thời gian sẽ dừng Mặt khác, nó thấp hơn giá trị tới hạn thì chuỗi thời gian sẽ không dừng

Dựa vào bảng 4.1 ta thấy các biến LNTB và LNGDP dừng ở chuỗi gốc còn các biến LNREER và LNGDPF dừng ở sai phân bậc 1 ở các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%

Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị theo tiêu chuẩn PP

Giá trị tới hạn ở mức với các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% là : 3.55023, 2.915522, 2.595565

-(Nguồn: Tổng hợp từ bảng 1,2,3,4; phụ lục 1)

4.2 Xác định độ trễ tối ưu

Hiện tượng trễ trong mô hình ECM có ý nghĩa hết sức quan trọng để định dạng

mô hình Bảng 4.2 thể hiện kết quả xác định độ trễ tối ưu Độ trễ tối ưu của mô

hình được lựa chọn là 4, là độ trễ nhỏ nhất trong các độ trễ được chọn, dựa vào

tiêu chuẩn xác định độ trễ SC. Lý do chọn độ trễ nhỏ nhất vì số lượng quan sát có

hạn nên nếu tăng độ dài của trễ sẽ làm cho bậc tự do giảm, do vậy ảnh hưởng đến

kết quả của ước lượng

Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H0, ta so sánh giá trị thống kê Trace với giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa xác định

Nếu thống kê trace < Giá trị tới hạn, ta chấp nhận giả thiết H0

Nếu thống kê trace > Giá trị tới hạn, ta bác bỏ giả thiết H0

Dựa vào kết quả bảng 4.3 cho thấy 53.12796 > 47.85613 ở mức ý nghĩa 5% nên

ta bác bỏ giả thiết H0, vậy có một mối quan hệ đồng liên kết với mức ý nghĩa 5%

Kết quả kiểm định Max – Eigen cũng cho kết quả tương tự

Kết luận giữa các biến có mối quan hệ trong dài hạn

Giá trị tới hạn 5%

Mức ý nghĩa

Thống kê Max-Eigen

Giá trị tới hạn 5%

Mức ý nghĩa

Không* 0.487628 53.12796 47.85613 0.0147 0.487628 47.85613 0.0063 Tối đa 1 0.237214 19.02405 29.79707 0.4912 0.237214 29.79707 0.3809 Tối đa 2 0.065778 5.214405 15.49471 0.7856 0.065778 15.49471 0.9106 Tối đa 3 0.033624 1.744320 3.841466 0.1866 0.033624 3.841466 0.1866

(Nguồn: Tính toán của tác giả, bảng 6, phụ lục 1)

4.4 Mô hình hồi quy phương trình đồng liên kết

Để đánh giá tác động của tỷ giá thực đa phương lên tỷ số xuất nhập khẩu ta sử dụng hồi quy bé nhất OLS trong Eview để hồi quy phương trình (3.1)

Ln(TB)t = α0 + α1 lnREER t + α2 lnGDP t + α3lnGDPF t + εt (3.1) Kết quả hồi quy được bảng 4.4

Bảng 4.4: Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn phương trình 3.1

chuẩn Thống kê t

Mức ý nghĩa

(Nguồn : Tính toán của tác giả, bảng 1, phụ lục 2)

Giải thích mô hình dựa vào kết quả hồi quy bảng 4.4:

Mô hình giải thích được 36.98% sự phụ thuộc của tỷ số xuất nhập khẩu vào sự biến động của tỷ giá thực đa phương, chỉ số tổng sản phẩm quốc dân và chỉ số tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài

Cả hai biến tỷ giá thực đa phương và tổng sản phẩm quốc dân trong nước đều có quan hệ nghịch biến với tỷ số xuất nhập khẩu và có ý nghĩa thống kê

Biến tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài có quan hệ đồng biến với tỷ số xuất nhập khẩu và không có ý nghĩa thống kê

Khi tỷ giá thực đa phương REER tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm 0.851506%

Khi tổng sản phẩm quốc dân tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm 0.376454% Khi tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu tăng 0.1342%

Hệ số Durbin-Watson bằng 1.199855 khá nhỏ nên mức độ giải thích của mô hình thấp

Kết quả hồi quy được cho thấy biến GDPF không có nghĩa nghĩa trong mô hình, tác giả tiến hành kiểm định Wald cho biến GDPF

Ta có thống kê F có P = 0.17> 0.05, vì vậy ta chấp nhận giả thiết H0, tức biến GDPF không có ý nghĩa trong mô hình và tác giả sẽ loại biến này để tiếp tục kiểm định mô hình trong dài hạn

Sau khi loại bỏ biến mô hình hồi quy giới hạn sẽ có dạng :

Ln(TB)t = α0 + α1 lnREER t + α2t lnGDP t + εt (3.3)Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy OLS để ước lượng phương trình giới hạn

và kết quả ước lượng như bảng sau:

Bảng 4.6: Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn phương trình 3.3

Sai số chuẩn Thống kê t Mức ý nghĩa

(Nguồn: Tính toán của tác giả, bảng 3, phụ lục 2)

Từ kết quả hồi quy bảng 4.6 có được phương trình ước lượng như sau:

Ln(TB)t = 5.201590 - 0.852361lnREER t - 0.26171lnGDP t Với R2 = 34.63%

Kiểm định Wald về khả năng giải thích của mô hình giới hạn :

Giả thiết: H0: α1 =α2 = 0

H1: Ít nhất ai # 0

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định biến GDPF

F-statistic 14.04329 0.00 Chi-square 28.08659 0.00 (Nguồn: Tính toán của tác giả, bảng 4, phụ lục 2)

Ta có thống kê F có P = 0.00 < 0.05, vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0, tức mô hình giới hạn (3.3) được chấp nhận

Giải thích mô hình dựa vào bảng 4.6 :

Mô hình giải thích được 34.63% sự phụ thuộc của tỷ số xuất nhập khẩu vào sự biến động của tỷ giá thực đa phương và chỉ số tổng sản phẩm quốc dân

Cả hai biến tỷ giá thực đa phương và tổng sản phẩm quốc dân đều có quan hệ nghịch biến với tỷ số xuất nhập khẩu

Khi tỷ giá thực đa phương REER tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm 0.852% Khi tổng sản phẩm quốc dân tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm 0.2617% Giá trị Durbin-Watson bằng 1.4 đã tăng lên so với mô hình chuẩn và mức ý nghĩa thống kê F rất nhỏ 0.000013 thể hiện mô hình có ý nghĩa thống kê giải thích mối quan hệ dài hạn giữa các biến

4.5 Mô hình vector hiệu chỉnh sai số VECM

Để ước lượng sự tác động trong ngắn hạn ngắn hạn và dài hạn tác giả sử dụng

mô hình VECM với độ trễ được lựa chọn là 4 quý Kết quả ước lượng cho ở

bảng 4.8

Từ kết quả ước lượng mô hình bảng 4.8 ta thấy:

Trong dài hạn biến tỷ giá thực đa phương và biến tổng sản phẩm quốc dân trong nước tỷ lệ nghịch với tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu Biến tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài tỷ lệ thuận với tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu

Khi tỷ giá thực đa phương tăng 1% làm cho tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu giảm 1.436%, tổng sản phẩm quốc dân trong nước tăng 1% làm cho tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu giảm 1.341%, tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài tăng 1% làm cho tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu tăng 6.97%

Trong ngắn hạn sau khi phá giá tiền tệ hay tăng tỷ giá hối đoái tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu 2 quý đầu giảm, đến quý thứ 3 tăng lên Cụ thể khi tỷ giá của quý này tăng 1% sẽ làm tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu của quý liền kề giảm 0.65%, quý 2 giảm 0.94%, quý 3 tăng 0.25% và quý 4 tăng 0.17%

Hệ số điều chỉnh sai số có độ lớn là 0.12161, mang dấu âm thể hiện mức độ điều chỉnh về mức cân bằng trong dài hạn là 12.161% trong một quý Vậy sau khoảng

8 quý cán cân thương mại sẽ trở về trạng thái cân bằng mới

Bảng 4.8: Kết quả mô hình VECM

Vector Error Correction Estimates

Date: 11/09/13 Time: 10:49

Sample (adjusted): 2000Q2 2012Q4

Included observations: 51 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegrating Eq: CointEq1

(0.05248) [-5.51474]