Tác động bất đối xứng của thay đổi tỷ giá lên cán cân thương mại song phương của Việt Nam

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