THAY ĐỔI TỶ GIÁ VÀ CÁN CÂN THƯƠNG MẠI: MỘT NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRƯỜNG HỢP CỦA NHẬT BẢN

GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang THAY ĐỔI TỶ GIÁ VÀ CÁN CÂN THƯƠNG MẠI: MỘT NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRƯỜNG HỢP CỦA NHẬT BẢN SHAO Ziwei TRƯỜNG ĐẠI HỌC QUẢN LÝ SINGAPORE 2008 ĐƯA RA Ý KIẾN TRONG THỰC HIỆN MỘT PHẦN CỦA YÊU CẦU CHO TRÌNH ĐỘ THẠC SĨ KHOA HỌC KINH TẾ GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang THAY ĐỔI TỶ GIÁ VÀ CÁN CÂN THƯƠNG MẠI: MỘT NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRƯỜNG HỢP CỦA NHẬT BẢN SHAO Ziwei TÓM TẮT Bài viết cố gắng xác định yếu tố kinh tế lớn ảnh hưởng đến cán cân thương mại song phương Nhật Bản Mỹ Cách tiếp cận mềm dẻo khác so với thông thường, thêm biến - tài sản ròng nước - vào Autoregression Vector (VAR- mô hình hồi quy véc tơ) sử dụng liệu hàng quý từ năm 1980: I đến năm 2006: IV Theo phương pháp kiểm định Johansen Juselius kết cho thấy mối quan hệ ba mối quan hệ dài hạn biến số vĩ mô: cán cân thương mại, thu nhập nước, nước thu nhập, tài sản nước ròng tỷ giá thực tế Tham số điều chỉnh ngắn hạn xác định hệ số điều khoản có lỗi Sự khác cán cân thương mại thay đổi hai biến vĩ mô - tỷ giá hối đoái tài sản ròng nước ngoàiđược kiểm tra Các hàm phản ứng quy trình phân tích phương sai (Impulse Response Functions and Variance Decomposition procedures) Phát nghiên cứu xác định ảnh hưởng giá trị tài sản ròng nước tài khoản, ảnh hưởng cuối thay đổi tỷ giá hối đoái cán cân thương mại chưa xác định Mặc dù đánh giá làm giảm thặng dư thương mại ngắn hạn, dài hạn, ảnh hưởng Dấu hiệu tích cực mối quan hệ không bảo đảm trường hợp này, đánh giá không chắn khắc phục cân thương mại quốc gia GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang MỤC LỤC Lời giới thiệu Cách tiếp cận độ co giãn điều kiện Marshall – Lerner 2.1 BRM điều kiện Marshall – Lerner 2.2 Xem lại lý thuyết Tài sản nước ròng trường hợp Nhật Bản 3.1 Tài sản nước ròng kênh xác định giá trị 3.2 Trường hợp thương mại song phương Nhật Mỹ 3.3 Mô hình BRM với tài sản nước ròng Mô hình, phương pháp liệu 4.1 Mô hình 4.2 Phương pháp kinh tế lượng 4.3 Mô tả liệu Kết quà thực nghiệm 5.1 Đơn vị phân tích gốc 5.2 Phân tích tích phân phần 5.3 Mô hình VECM kiểm tra quan hệ nhân 5.4 IRF VDC Kết luận Tài liệu tham khảo Phụ lục Phụ lục A Phụ lục B Phụ lục C GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang Giới thiệu Có nhiều chủ đề mở lĩnh vực kinh tế, mối quan hệ tỷ giá cán cân thương mại nghiên cứu nhiều Một giả thuyết phổ biến ảnh hưởng thay đổi tỷ giá hối đoái cán cân thương mại phương pháp tiếp cận độ co giãn Trong khuôn khổ cân phần này, giá coi “chất kết dính” Khi tiền tệ tăng giá nước, hàng hoá xuất trở nên đắt hàng hóa nhập rẻ hơn, để phù hợp nhập tăng xuất giảm Vì vậy, việc điều chỉnh tỷ giá hối đoái xem cách hiệu để điều chỉnh cân thương mại quốc gia Rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm theo cách cách đo độ co giãn nhập xuất tỷ giá hối đoái thay đổi, điều kiện Marshall-Lerner giữ (hoặc không), sau thực sách mở rộng nên giảm giá tiền tệ để giảm thâm hụt thương mại; gần hơn, sách mở rộng số quốc gia tăng giá đồng tiền để giảm thương mại - trường hợp Nhật Bản, Trung Quốc kinh tế Đông khác châu Á trung tâm thương mại lớn chống lại Mỹ Tuy nhiên, cách tiếp cận độ co giãn (và điều kiện Marshall-Lerner) để điều chỉnh cán cân thương mại không đầy đủ kinh tế mở Ta ngầm giả định tài khoản thương mại ban đầu số không Trong thực tế, số nước đề cập trên, Nhật Bản, Trung Quốc, kinh tế Đông Á khác tích lũy số tiền lớn giàu có từ bên kết thặng dư thương mại liên tục qua năm Và hậu hội nhập tài quốc tế cho rằng, kinh tế mở theo tiêu chuẩn đô la ngày nay, nước thặng dư thương mại có tài sản nước chủ yếu tiền đô la, tiền tệ riêng Khi đồng tiền họ tăng giá cao, họ phải chịu mát tài sản ròng bên họ Trong nước chi tiêu giảm, bao gồm chi tiêu hàng hoá nhập Kết hợp hiệu ứng ta xác định giá trị bổ sung với kênh giá trực tiếp, ảnh hưởng thay đổi tỷ giá hối đoái cán cân thương mại mơ hồ Bài viết nhằm mục đích xem xét tất ảnh hưởng trường hợp cụ thể Nhật Bản GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang Bài viết xây dựng sau Phần thảo luận mô hình BRM điều kiện Marshall-Lerner cách đặc biệt, chi tiết trình bày tài liệu nghiên cứu đơn Phần 3, kênh xác định giá trị vai trò bổ sung, giá trị tài sản ròng nước có vai trò việc ảnh hưởng đến cán cân thương mại, sau minh họa lịch sử điều kiện thương mại song phương Nhật Bản Mỹ tương tác với tỷ giá đô la yen Phần phát triển mô hình thực nghiệm, mô tả thủ tục kinh tế liệu thực nghiệm Phần trình bày kết thực nghiệm phân tích chi tiết Và cuối phần kết luận Phương pháp co giãn điều kiện Marshall-Lerner: Để nghiên cứu tỉ giá hối đoái ảnh hưởng đến cán cân thương mại nào, ta phải bắt đầu việc tìm hiểu cán cân toán phương pháp tính co giãn Trước hết, viết giới thiệu chi tiết mô hình BRM giới thiệu BRM với điều kiện Marshall-lerner Sau đó, đưa kết thực nghiệm phương pháp co giãn nghiên cứu gần 2.1 BRM điều kiện Marshall: Nghiên cứu tạo lập mối liên hệ tỉ giá hối đoái cán cân thương mại xuất luận Bickerdike (1920) tiếp tực Robinson(1947) Metzler (1948).Ba viết cho khởi nguồn cho mô hình tiếng Bickerdike-robison-Metzler (BRM) hay biết đến với tên gọi phương pháp tìm hiểu cán cân toán tính co giãn Ý tưởng phương pháp hiệu ứng thay tiêu dùng sản xuất tác động thay đổi giá tương đối gây biến động tỉ giá hối đoái Mô hình BRM thực chất mô hình bao gồm hai quốc gia (trong nước nước), hai hàng hóa ( hàng xuất hàng nhập khẩu) theo mô hình cân phần giả dụ thị trường giới tồn cạnh tranh hoàn toàn theo nghiên cứu gần đây, viết giới thiệu mô hình với số thay đổi nhỏ bao gồm ảnh hưởng thu nhập nước giữ nguyên chế BRM ảnh hưởng tỉ gia hối đoái lên cán cân thương mại Mô hình không GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang đơn giản mà nắm bắt ảnh hưởng tỉ giá hối đoái mức thu nhập lên kinh tế nước Mô hình thể sau: Lượng hàng nhập theo nhu cầu người dân nước tính hàm số phụ thuộc vào thu nhập thực tế nước giá tương đối hàng hóa nhập Dm = Dm (pm, Y) D*m = D*m (p*m, Y*) Dm (D*m ) kí hiệu cho lượng hàng nhập thị trường nước nước Y Y* mức thu nhập thực tế tính theo sản lượng nước Pm: giá tương đối hàng nhập so với mức giá chung nước tính theo đơn vị tiền tệ nước , tương tự, p*m mức giá tương đối hàng nhập nước Mô hình giả dụ nhu cầu cho hàng nhập tỉ lệ thuận với mức thu nhập thực tế tỉ lệ nghịch với giá tương đối hàng nhập Khác với chức nhu cầu, cung hàng xuất nước phụ thuộc tích cực giá tương quan hàng hoá xuất khẩu: Sx Sx* tương ứng cung hàng hoá xuất nước (ngoài nước); px giá xuất tương quan nội địa, định nghĩa tỷ lệ giá xuất đồng nội tệ, Px, mức giá tổng thể nước, P; p* giá xuất đồng ngoại tệ, Px*, chia P*, mức giá tổng thể nước GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang Giá nhập tương quan đồng nội tệ nước thể sau: E tỷ giá hối đoái danh nghĩa, tính đơn vị ngoại tệ đơn vị nội tệ q tỷ giá hối đoái song phương thực sự, định nghĩa là: q = E.P* / P Tương tự vậy, giá nhập tương quan nước định nghĩa là: Các điều kiện cân thị trường hàng xuất nhập khẩu: Cán cân thương mại nước tính theo giá trị thực, B, là: Bằng cách lấy đạo hàm phần B theo q, có điều kiện BRM - điều kiện đủ để giảm thặng dư thương mại thông qua định giá lại tiền tề, cải thiện thâm hụt thương mại cách phá giá tiền tệ: GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang η ε giá trị tuyệt đối độ co giãn cầu theo giá cung tương ứng thị trường nội địa, dấu * biểu thị độ co giãn tương ứng nước Điều kiện liên quan đến phản ứng cán cân thương mại với thay đổi tỷ giá hối đoái thực tế co giãn giá hàng hoá xuất khẩu, nhập nước Một trường hợp đặc biệt bắt nguồn từ điều kiện BRM điều kiện Marshall-Lerner (Marshall, 1923; Lerner, 1944), với giả thiết ban đầu tài khoản thương mại = cung co giãn hoàn toàn trong nước Như ta thấy, B = (cân ban đầu), Bằng cách cho và khi: , bên trái điều kiện (8) trở thành η +η∗ −1 Do đó, để cán cân thương mại giảm sau quốc gia định giá cao đồng tiền mình, phải giữ η + η *> Hoặc, trình bày tiêu chuẩn điều kiện ML, Nói cách, điều kiện ML nói độ co giãn cung nước nước hoàn toàn, phá giá đồng tiền cải thiện cán cân thương mại giá trị tuyệt đối độ co giãn nhu cầu nước cộng với nước hàng nhập khẩu, lớn Một trường hợp khác có liên quan ảnh hưởng thay đổi tỷ giá hối đoái cán cân thương mại ngắn hạn tiếng hiệu ứng "J-curve" Nhiều chứng thực nghiệm tìm thấy tài liệu cho thấy tồn hiệu ứng "J-curve" Nó trường hợp định, có GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang suy giảm ban đầu cán cân thương mại trước số lượng hàng hoá xuất nhập điều chỉnh chuyển động tỷ giá hối đoái, chủ yếu tồn hợp đồng ban đầu Đặc biệt, hợp đồng xuất viết đơn vị tiền tệ nước, hợp đồng nhập viết đơn vị tiền tệ nước ngoài, ảnh hưởng giá làm cho việc thay đổi nhanh so với chuyển động tỷ giá hối đoái nước Liên quan đến phương trình (7), "J-curve" có hiệu lực định nghĩa kết hợp phát sinh tiêu cực ngắn hạn với xuất tích cực dài hạn 2.2 Đánh giá tài liệu Trong tài liệu, có hai phương pháp để kiểm tra thực nghiệm tác động thay đổi tỷ giá hối đoái thực tế cán cân thương mại Phương pháp đầu tiên, ngày trước đó, ước tính cung cầu trực tiếp, sau nhận xét theo điều kiện BRM (hoặc điều kiện đặc biệt điều kiện Marshall-Lerner) tổng độ co giãn giá tương ứng lớn đơn vị Tuy nhiên, điểm hạn chế phương pháp cần xác định khó khăn số thông số cấu trúc Trong công việc gần hơn, ngắn hạn để phòng tránh thiếu sót cách ước lượng thay phương trình hình thức giảm Rose (1991), Boyd et al (2001) Trong mô hình trên, viết B cán cân thương mại hình thức giảm phần 'bằng cách giải phương trình (1) (5): B = B (q, Y, Y *) (9) Dựa hình thức đăng nhập tuyến tính phương trình chung (9), phương pháp kinh tế khác sử dụng để kiểm tra có mối quan hệ lâu dài ổn định cán cân thương mại tỷ giá thực tế, và, để kiểm tra trực tiếp đạo hàm cán cân thương mại tỷ giá hối đoái lớn không_ cuối đưa đến kết luận đánh giá làm giảm thặng dư thương mại Vì lý kỹ thuật, lý thuyết thống kê thông thường áp dụng GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 10 cho biến số thay đổi, nghiên cứu thực lĩnh vực áp dụng phương pháp tích phân phần để xử lý với thay đổi liệu chuỗi thời gian Một ngoại lệ nghiên cứu cán cân thương mại Mỹ mối quan hệ tỷ giá hối đoái năm 1980 Krugman Baldwin (1987) dựa ước tính trực tiếp độ co giãn Phần lớn tài liệu, ví dụ, Rose Yellen (1989), Bahmani-Oskooee (1991, 1992, 1994), Rose (1991) áp dụng kỹ thuật tích phân phần để kiểm tra hệ số tương quan tỷ giá hối đoái, cho thấy mối quan hệ đáng kể thay đổi tỷ giá hối đoái cán cân thương mại ngoại trừ số quốc gia giới hạn, từ chối điều kiện MarshallLerner Trong số đó, có Rose (1991) sử dụng ước lượng phương trình hình thức giảm Rahman et al (1997) kiểm tra thương mại song phương Nhật Bản Mỹ, không tìm thấy chứng cho mối quan hệ tích cực đáng kể Nhiều chứng từ chối mối quan hệ tích cực ổn định trình bày Wilson (2001) cách sử dụng phương pháp Johanson Juselius tích phân đa biến trường hợp ba kinh tế châu Á-Singapore, Malaysia Hàn Quốc với Mỹ Nhật Bản Tuy nhiên, Arize (1994) Bahmani-Oskooee (1998) ủng hộ tồn mối quan hệ lâu dài hệ số tương quan chứng minh, lần nữa, sử dụng phương trình hình thức giảm; điều bổ sung thêm chứng hỗ trợ Baharumshah (2001) nghiên cứu trường hợp cho Malaysia Thái Lan với Mỹ Nhật Bản Boyd al (2001) áp dụng hình thức giảm, nhiên, dựa cấu trúc khác mô hình tự hồi quy véc tơ(VARDL) sử dụngcác mẫu tám quốc gia OECD, c ũng cho kết hỗ trợ Bahmani Oskooee Ratha (2004) trình bày khảo sát nghiên cứu thực nghiệm chủ đề này, cho thấy kết dứt khoát tài liệu Stucka (2004) tổng kết phương pháp khác sử dụng GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 27 năm 1980: Q1 đến 2006: Q4, theo sẵn có Tất chuỗi thời gian ngoại trừ tài sản nước ròng thu trực tiếp từ nguồn sở liệu OECD Tỷ giá hối đoái danh nghĩa kết thúc giai đoạn tỷ giá thị trường Tất thuật ngữ danh nghĩa tháo vào điều khoản thực tế cách sử dụng riêng CPI số giá Về tài sản ròng nước (F), liệu quý trực tiếp có sẵn Thay vào đó, sử dụng phương pháp nội suy thời gian để chuyển đổi liệu tài sản ròng nước năm vào số liệu hàng quý Đặc biệt, phương pháp Chow-Lin (Chow Lin, 1971) thông qua kể từ áp dụng rộng rãi tài liệu đặc điểm đáng tin cậy Ý tưởng để tìm thấy số loạt tài sản có liên quan đến nước hàng quý đưa phương trình dự đoán cách chạy hồi quy tài sản nước hàng năm loạt liên quan hàng năm Sau đó, sử dụng số liệu hàng quý loạt có liên quan để dự đoán số tài sản nước hàng quý điều chỉnh cho phù hợp với tổng thể hàng năm Dữ liệu tài sản ròng hàng năm nước thu cách đăng ký tổng nợ nước tạo thành tổng tài sản nước ngoài, thu từ sở liệu IMF-IFS Mối liên quan chuỗi thời gian hàng quí chọn tổng dự trữ ngoại hối khoản nợ nhà chức trách tiền tệ, theo ý nghĩa thống kê Hàng quý liệu tài sản ròng nước thu từ gói máy tính tiêu chuẩn, tập trung vào chủ đề, chi tiết bị bỏ qua Kết thực nghiệm 5.1 Kiểm định đơn vị nghiệm Trước áp dụng kiểm định tính hội tụ, tất biến kiểm tra để biết chuỗi bất biến hay thay đổi, thứ tự chúng liên kết Mối quan hệ hội tụ kiểm tra biến tích hợp Để thực hiện, phép kiểm ADF (Augmented Dickey-Fuller) phép kiểm PP (Phillips and Peron) GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 28 áp dụng Kết phép vị trí chuỗi thể Bảng Chỉ có kết kiểm tra chắn đưa ra, có số hạng xu hướng định hồi quy Tất kết đưa chứng mạnh mẽ để bác bỏ giả thuyết tính bất biến, tất năm chuỗi tích hợp, mức ý nghĩa 5% Kết từ thử nghiệm ADF cho độ trễ tối ưu mà chuỗi tương quan tự động với Bảng Nghiệm đơn vị cho mức độ Kiểm định ADF Những giá trị kiêm định quan trọng: Opt test stat ln( Lag5 TB)ln(q 2.8604 ) ln( 2.03686 Y) ln( 1.67299 Y*)ln(F 2.67321 ) 3.02547 ln( TB)ln(q ) ln( Y) ln( Y*)ln(F ) 1% level -4.05051 -4.04868 -4.04868 -4.0478 -4.35607 Kiểm định PP -4.04607 2.96796 -4.04607 2.23944 -4.04607 1.25104 -4.04607 2.72735 -4.35607 3.02547 5% level- 10% level- Prob 3.45447 3.4536 3.4536 3.45318 3.59503 3.15291 3.1524 3.1524 3.15215 3.23346 * 0.17 98 0.57 42 0.75 63 0.24 99 0.14 46 3.45236 3.45236 3.45236 3.45236 3.59503 3.15167 3.15167 3.15167 3.15167 3.23346 62 28 41 46 0.14 0.46 0.89 0.22 0.14 Ghi chú: TB = cán cân thương mại; q = tỷ giá ngoại tệ thực; Y = thu nhập quốc nội thực; Y* = thu nhập ngoại thực; F = tài sản ngoại tệ ròng Cả hai thử nghiệm ADF PP thử nghiệm áp dụng với dòng hàng quý biến ngoại trừ tài sản nước ròng Đối với chuỗi náy, kiểm tra đơn vị nghiệm thực theo liệu gốc hàng năm, để tránh tiếng ồn thêm từ trình phân tách GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 29 Cho tất chuỗi không cố định theo trình tự chúng, để kiểm tra cố định khác biệt chúng Kết kiểm tra cho khác biệt biến trình bày Bảng Trong kết phép kiểm ADF, ba số năm khác biệt thể tính chất cố định 1% giá trị quan trọng, khác biệt chuỗi thu nhập nước cố định 5% giá trị quan trọng Tuy nhiên, khác biệt liệu cán cân thương mại, thử nghiệm bất tĩnh giá trị quan trọng 10% Nhưng tiếp tục áp dụng phép kiểm PP cho khác biệt đầu tiên, phần thứ hai bảng 2, tất kết có ý nghĩa, tồn nghiệm đơn vị bị từ chối khác biệt Kết luận cuối tất chuỗi thời gian có nghiệm đơn vị, khác biệt đầu tiên, tất chúng cố định Kết phù hợp với thực nghiệm tài liệu kinh tế vĩ mô khác, tất phát mà liệu kinh tế vĩ mô giống qui trình I (1) Vì vậy, triển khai thủ tục kinh tế dựa giả định tất chuỗi không cố định, cụ thể hơn, thể thuộc tính I Bảng Kiểm định nghiệm đơn vị cho khác biệt Kiểm định ADF Những giá trị kiểm định quan trọng: Opt test stat dln( Lag4 TB)dln(q 3.12754 ) 5.28419 1% level 5% 10% level-4.05051 level3.15291 -4.04868 3.45447 3.4536 3.1524 Prob * 0.10 56 0.00 02 GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH dln( Y) dln( Y*)dln( F) 3.57615 5.56856 5.23357 dln( TB)dln(q ) dln( Y) dln( Y*)dln( F) 12.0632 9.79803 9.29692 8.13214 11.4949 Trang 30 -4.04868 3.4536 -4.0478 3.45318 -4.4679 3.64496 Kiểm định PP -4.04693 3.45276 -4.04693 3.45276 -4.04693 3.45276 -4.04693 -4.37431 3.45276 3.6032 3.1524 3.15215 3.26145 0.03 68 0.00 01 0.00 21 3.15191 3.15191 3.15191 3.15191 3.23805 0 0 5.2 Phân tích hội tụ Trước tiến hành phân tích hồi quy đa biến, cần xác định trước độ trễ cho mô hình tự hồi quy véc tơ Những kết mô hình Johansen-Juselius nhạy với độ trễ Độ trễ mô hình xác đinh dựa tiêu chuẩn lựa chọn tính trễ, năm tiêu chuẩn chấp nhận để định: thống kê phân tích LR hiệu chỉnh (LR), tiêu chuẩn sai số tiên đoán cuối (FPE), tiêu chuẩn thông tin Akaike (AIC), tiêu chuẩn thông tin Swartz-Bayesian (BIC), tiêu chuẩn thông tin Hannan Quinn (HQ) Bảng kết trễ tiêu chuẩn đề nghị Table Optimal Lag Selection Lag 10 7 2* 8 LR FPE NA 1.15E09 1384.05 4.07E16 65.3121 3.19E16 48.2402 2.97E53.8590 16 2.49e25.9327 16*2.99E25.4527 16 3.58E24.6663 16 4.30E29.3330 16 4.69E25.0324 16 5.48E23.0752 16 6.61E16 AIC 6.3904 21.248 21.495 21.577 21.775 06*21.624 21.495 21.385 21.398 21.378 21.37 SC 6.2569 20.446 70*20.026 19.440 18.970 18.152 17.355 16.577 15.922 15.234 14.558 HQ 6.3365 20.924 14*20.901 20.714 20.641 20.221 19.821 19.442 19.184 18.894 18.616 GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH 11 12 25.8231 7.38E16 24.5974 8.38E- 16 Trang 31 21.494 21.676 14.015 13.529 5 18.471 18.383 Note: LR denotes the sequential modified Likelihood Ratio test statistic at the 5% level Ba năm tiêu chuẩn – LR, FPE AIC – đề nghị đặt độ trễ mức Trong SC thống kê HQ độ trễ Để đảm bảo độ trễ thích hợp đặt mô hình, phần dư mô hình tự hồi quy véc tơ kiểm tra cho tương quan theo thứ tự Kết dàn xếp phụ lục A Khi đặt trễ mức 2, rõ ràng, phần dư tương quan bốn trễ đầu tiên, đặt mức cao trễ 11, 12 Mặt khác, trường hợp độ trễ mức 4, thống kê phân tích LM biểu lộ tương quan thứ tự quan trọng giới hạn phương sai tất trễ phần dư Vì áp dụng cấp độ trễ vào mô hình tự hồi quy véc tơ để kiểm tra hội tụ Tôi tính đến giới hạn cố định phương hướng theo tính chất biến số, chọn giá trị tới hạn mức 5% Bảng theo sau báo cáo kết trị riêng lớn kiểm tra nguồn gốc hội tụ Table Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized No of CE(s) None * ue At most * At most * At most Max-Eigen Eigenval Statistic 0.05 Critical Value 0.379884 49.2183 33.87687 0.283372 34.3194 27.58434 0.24038 28.3185 21.13162 0.083561 8.98771 14.2646 Prob.** 0.0004 0.0059 0.0041 0.2872 GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH At most 0.023208 Trang 32 2.41864 3.841466 0.1199 Note: * Biểu thị bác bỏ giả thuyết mức ý nghĩa 5% Table Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized No Noneof*CE(s)0.3798 At most 84 0.2833 * At most 72 0.2403 * At most 0.0835 At most 61 0.0232 08 Trace Statist 123.2 62774.04 43539.72 48911.40 6362.418 643 0.05 Critical 69.81889 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466 0 0.002 0.187 0.119 Note : * Biểu thị bác bỏ giả thuyết mức ý nghĩa 5% Hiển nhiên với mức ý nghĩa 5%, kiểm tra giá trị riêng lớn kiểm tra nguồn gốc đề nghị cân hội tụ biến số Nhìn chung, xác định ba ba véc tơ hội tụ Nói cách khác, ba ba mối quan hệ độc lập thời gian dài cán cân thương mại, tỷ giá hối đoái thực, thu nhập nội địa nước ngoài, vị tài sản nước nước 5.3 Kiểm tra mối quan hệ nhân mô hình VECM Dựa kết thử nghiệm hội tụ tiêu chí lựa chọn độ trễ, viết chọn cấp bậc độ trễ để có dự toán mối quan hệ hội tụ thông qua mô hình hiệu chỉnh sai số vector Các kết thừ nghiệm chẩn đoán cho thấy VECM quy định đầy đủ, tóm tắt Phụ lục B Không có chứng tự tương quan xáo trộn sai số Các thử nghiệm phần dư phương sai thay đổi cho thấy sai số GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 33 phương sai thay đổi có điều kiện độc lập với biến hồi quy, tính bình thường sai số hỗ trợ kết thử nghiệm Jarque-Bera Vì có ba mối quan hệ hội tụ biến, ước tính hệ số phương trình tích phân, phải tiêu chuẩn hóa ba biến vector đồng liên kết Đó thực tế phổ biến để bình thường hóa biến liên quan, trường hợp này, ln TB Về hai vectơ khác, quan tâm đến mối quan hệ cán cân thương mại tỷ giá hối đoái thực tài sản nước ròng tương ứng, chọn để tiêu chuẩn hóa hai vectơ lại, có nghĩa là, ln Y ln Y * Các mô hình VECM sau xác định hệ số vector đồng liên kết, tóm tắt Bảng 6.6 Bảng 6: Phân tích đồng liên kết với tiêu chuẩn hóa variable ln(TB) ln(Y) ln(Y*) ln(q) ln(F) β α -0.12131 (0.05518) 0.034396 (0.00827) 0.000599 (-0.39491 0.00582) -0.10332 (-0.17762) (-0.049) -0.10701 -0.0221 (-0.02583) (0.06289) Lưu ý: Số ngoặc tiêu chuẩn hệ số ước lượng Cột β hệ số phương trình tích phân, biểu thị mối quan hệ dài hạn biến Kết cho thấy cán cân thương mại Nhật Bản có mối quan hệ tích cực với tỷ giá hối đoái, hệ số ln(q) dương, cho thấy đánh giá cao có ảnh hưởng tích cực đồng biến đến cán cân thương mại, ngược lại với độ co giãn tiếp cận dự kiến Tuy nhiên, hệ số không đáng kể, cho thấy mối quan hệ dài hạn tỷ giá hối đoái cán cân thương mại không đáng ý, dài hạn, tỷ GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 34 giá điều chỉnh ảnh hưởng tới cán cân thương mại trường hợp Mặt khác, hệ số tài sản nước ròng, ln(F), xác thực có ảnh hưởng quan trọng, có nghĩa dài hạn, cán cân thương mại tài sản nước ròng có mối quan hệ tích cực rõ ràng Do đó, tóm tắt kết luận sau: Không tìm thấy mối quan hệ dài hạn có ý nghĩa cán cân thương mại tỷ giá hối đoái Về lâu dài, vị trí tài sản nước ròng tích cực liên quan đến thương mại cân Cột α hệ số điều khoản điều chỉnh ngắn chạy, liên kết với vector cointegrating tương ứng Hệ số tỷ giá đến cán cân thương mại tích cực ngắn hạn, hỗ trợ đối số phương pháp tiếp cận độ co giãn Trong ngắn hạn, hệ số tài sản nước ròng tích cực Tuy nhiên, thấy hệ số không đáng kể tất Một lần nữa, ngắn hạn, có hai kết luận: Mặc dù đánh giá cao không thu hẹp thặng dư thương mại thời gian dài, có hiệu ngắn hạn để giảm thặng dư thương mại Ngược lại với kết nối chạy cũ lâu dài với cán cân thương mại, ngắn hạn, mối liên hệ cán cân thương mại tài sản nước ròng không đáng kể Sau làm chứng mối quan hệ biến số không tự động cho biết mối quan hệ nhân biến có liên quan Để tìm hiểu biến nội sinh biến ngoại sinh hệ thống đạo quan hệ nhân quả, quan hệ nhân Granger thủ tục kiểm tra sử dụng Như thể trước đây, có ba phương trình hội tụ, phù hợp, ba sửa lỗi xây dựng đưa vào GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 35 dự toán mô hình VECM Bao gồm giới hạn lỗi cung cấp cho kênh bổ sung để xác định mối quan hệ nhân Granger Quan hệ nhân Granger kết thử nghiệm dựa mô hình VECM sau: Bảng 7: Kiểm tra quan hệ nhân Granger chi-sq statistics (p-value) Dependent Variables d(TB) d(TB) d(Y) d(Y*) d(Q) d(F) 10.57797* 2.643214 1.184579 3.945304 （0.0317）（0.6192）（0.8806）（0.4135） d(Y) （0.0065） d(Y*) 14.26769* 3.993329 5.91718 6.374011 （0.4069）（0.2054）（0.1729） 24.75319* 9.26861 （0.0001）（0.0547） d(Q) （0.9322）（0.6065） 5.491971 10.18127* 1.922679 20.71967* （0.75） （0.0004） （0.2404）（0.0375） d(F) 0.846031 2.715328 0.832685 5.819876 2.789693 16.33678* （0.934） （0.213）（0.5936）（0.0026） Lưu ý: * bác bỏ giả thuyết mức 0,05, số ngoặc đơn tiêu chuẩn hệ số ước lượng Đối với mối quan hệ cán cân thương mại tỷ giá hối đoái vị trí tài sản ròng nước ngoài, tương ứng, mối quan hệ nhân phát GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 36 hiện.Mặt khác, mối quan hệ nhân Granger thực chạy từ thu nhập nước đến cán cân thương mại song phương Điều cho thấy rằng, điều kiện cân thương mại song phương Nhật Bản Mỹ xác định thu nhập thực họ điều kiện tiêu thụ hai nước Và thu nhập nước Nhật Bản, thực vị trí cán cân thương mại tỷ giá hối đoái thực so với đồng USD Một kết hợp lý mối quan hệ quan hệ nhân Granger tìm thấy tỷ giá hối đoái tài sản ròng nước ngoài, chạy theo hai hướng, có nghĩa hai biến ảnh hưởng bị ảnh hưởng 5.4 IRF and VDC (Ty) Một thu kết đặc điểm kỹ thuật VECM, sử dụng phương pháp IRF VDC để kiểm tra tác động biến đến điều chỉnh cán cân thương mại Đặt ln TB * biến phụ thuộc, ln Y , ln Y , ln q, F ln biến xung, kết thể tương ứng hình Trong đồ thị, trục ngang thể thời gian, trục hoành thể phản ứng ln TB từ độ lệch chuẩn tác động biến xung Vì thay đổi cán cân thương mại thể dạng logarit nên hiểu phần trăm thay đổi cán cân thương mại Nhật so với Mỹ Tất kết phù hợp với kỳ vọng Nó cho thấy đột biến GDP Nhật nhỏ có tác động tích cực đến cán cân thương mại, ban đầu, cán cân thương mại tác động tiêu cực đến thay đổi thu nhập Nhật GDP Mỹ, mặt khác, tác động thường xuyên lớn cách tích cực đến cán cân thương mại Nhật Điều chứng tỏ nhu cầu Mỹ từ hàng xuất Nhật Sự thay đổi cán cân thương mại tác động đến tỷ giá hối đoái cách tích cực Điều cho thấy khấu hao ban đầu có hiệu để cải thiện cán cân thương mại Tuy nhiên, lâu dài, tác động GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 37 không hiệu cán cân thương mại dường không đổi Và trường hợp này, tác động tiếng “J-Curve” không tồn tại, dường thể thay đổi cán cân thương mại ảnh hưởng đến tài sản nước ròng Và điều cho thấy tài sản nước ròng có quan hệ tỷ lệ nghịch với cán cân thương mại Và quy trình hữu ích khác để minh họa mối quan hệ cán cân thương mại với biến khác phương pháp phân tích phương sai dự báo lỗi Đây việc phân tích sai lệch việc dự báo cán cân thương mại theo đổi hệ thống Trong hàm đáp ứng xung theo dõi tác động cú sốc số biến nội sinh biến mục tiêu VAR, phương sai phân hủy tách thay đổi biến mục tiêu vào cú sốc thành phần để VAR Vì vậy, phân tích phương sai cung cấp thông tin tầm quan trọng tương đối thay đổi ngẫu nhiên ảnh hưởng đến biến VAR Chi tiết vẽ hình Biểu đồ hầu hết việc dự báo lỗi phương sai giải thích đổi mức thu nhập từ nước tỷ giá hối đoái Sự giao động mức thu nhập dự báo cho thấy 35% lỗi cán cân thương mại, thong tỷ giá hối đoái lại giải thích gần 50% lỗi phương sai dự báo Hoạt động kinh tế nước dường ảnh hưởng tới cán cân thương mại phần nhỏ, nhỏ 10% Và bỏ qua tài sản ròng từ nước giao động ý nghĩa khác Sự dự báo lỗi cán cân thương mại nhạy cảm với cú sốc tỷ giá thực mức thu nhập từ nước mức thu nhập nước phần tài sản ròng từ nước GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 38 GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 39 GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 40 Kết luận Bài viết xem xét mối quan hệ tỷ giá cán cân thương mại song phương Nhật Bản Mỹ Dựa số liệu kinh tế vĩ mô từ năm 19802006 sở hàng quý, sau tiến hành thử nghiệm với biến riêng, mô hình hồi quy tự điều chỉnh Sau vài thử nghiệm mạnh dựa đặc điểm kỹ thuật, phương pháp Johansen-Juselius áp dụng để phát mối quan hệ hội tụ biến nội sinh Khi mối quan hệ đồng liên kết kiểm định tồn tại, thứ hạng hội tụ xác định, mô hình vector hiệu chỉnh lỗi sử dụng để xác định mối quan hệ lâu dài biến hội tụ điều chỉnh hệ số ngắn hạn cho khoản hiệu chỉnh lỗi Bên cạnh mối quan hệ nhận Granger sử dụng để kiểm tra mối quan hệ nhân định hướng mối quan hệ nhân biến Cuối phân tích đáp ứng xung phân ly phương sai thực để đưa nhình sâu sắc ngắn hạn tương tác qua lại cán cân thương mại biến nội sinh hệ thống Bài viết khác với tài liệu thực nghiệm khác chỗ kết hợp vị trí tài sản ròng nước yếu tố liên quan đến thương mại cân Vị trí tài sản nước ròng giả định để cung cấp kênh bổ sung kênh xác định giá trị thông qua việc biến đổi tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến cán cân thương mại Giả định hợp lý với thực tế, với hội tụ ngày tăng thương mại toàn cầu thị trường tài chính, số nước xây dựng số lượng đáng kể yêu sách nước vào đối tác thương mại họ thông qua thặng dư thương mại dai dẳng Ngoài ra, trường hợp hầu hết kinh tế Đông Á, giàu có bên họ tiền tệ riêng mình, thay đô la Giả sử tài sản ròng nước liên quan đến thương mại cân bằng, thay đổi tỷ giá ngoại tệ ảnh GVHD: PGS TS SỬ ĐÌNH THÀNH Trang 41 hưởng đến cán cân thương mại gián tiếp, cách gây thay đổi giàu có bên nước dư thừa Bằng chứng tìm thấy kết hợp thêm kênh vị trí tài sản ròng nước ngoài, đáng kể mối quan hệ lâu dài tỷ giá cán cân thương mại Các điều kiện Marshall-Lerner đề nghị phương pháp tiếp cận truyền thống co giãn bị từ chối liệu Tuy nhiên, kết thực nghiệm cho thấy cán cân thương mại Nhật Bản thực quan hệ với tỷ giá hối đoái ngắn hạn Đó là, đánh giá cao tỷ giá hối đoái USD yên có hiệu ngắn hạn để giảm thặng dư thương mại Nhật Bản, lâu dài, tiên đoán hiệu Granger cho quan hệ nhân cho thấy thời gian dài, thực định cán cân thương mại mức thu nhập thực tế hai nước Vị trí tài sản nước ròng, mặt khác, có liên quan đến thương mại cân thời gian dài Mối quan hệ nhân chạy từ tỷ giá hối đoái tài sản nước ròng, hỗ trợ giả định kênh xác định giá trị bổ sung Kể từ tác động việc điều chỉnh tỷ giá đến cán cân thương mại mơ hồ cho vắng mặt mối quan hệ lâu dài ổn định, thích hợp dựa vào giá tiền tệ để sửa thặng dư thương mại trường hợp Nhật Bản nhiều khả trường hợp tương tự thặng dư quốc gia có vị trí bên bật tiền đô la ... THÀNH Trang THAY ĐỔI TỶ GIÁ VÀ CÁN CÂN THƯƠNG MẠI: MỘT NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRƯỜNG HỢP CỦA NHẬT BẢN SHAO Ziwei TÓM TẮT Bài viết cố gắng xác định yếu tố kinh tế lớn ảnh hưởng đến cán cân thương mại... có giá trị, việc nâng tỷ giá hối đoái thu hẹp cán cân thương mại, cuối việc đánh giá ảnh hưởng thực tỷ giá hối đoái cán cân thương mại mơ hồ Không có mối quan hệ rõ ràng cán cân thương mại tỷ giá. .. quan hệ tỷ giá cán cân thương mại nghiên cứu nhiều Một giả thuyết phổ biến ảnh hưởng thay đổi tỷ giá hối đoái cán cân thương mại phương pháp tiếp cận độ co giãn Trong khuôn khổ cân phần này, giá