Sử dụng kết hợp mô hình ARDL và NARDL dựa trên số liệu ngành, nghiên cứu này xem xét ảnh hưởng của tỷ giá thực đến cán cân thương mại giữa Việt Nam và Mỹ. Kết quả các mô hình chỉ ra kết quả có sự thiên lệch khi sử dụng dữ liệu tổng và tiếp cận ARDL.
TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ ĐẾN CÁN CÂN THƢƠNG MẠI VIỆT NAM-MỸ GIAI ĐOẠN 2008 - 2017 Trần Thị Hà Viện Kinh tế Chính trị Thế giới Nguyễn Duy Đạt Trƣờng Đại học Thƣơng mại Phạm Anh Tuấn Viện Kinh tế Chính trị Thế giới Tóm lược: Sử dụng kết hợp mơ hình ARDL NARDL dựa số liệu ngành, nghiên cứu xem xét ảnh hưởng tỷ giá thực đến cán cân thương mại Việt Nam Mỹ Kết mơ hình kết có thiên lệch sử dụng liệu tổng tiếp cận ARDL Mơ hình NARDL cho thấy có 11 ngành phản ứng với tỷ giá ngành chiếm tỷ trọng lớn kim ngạch xuất nhập nên có đến 81% xuất 71% nhập Mỹ phản ứng với thay đổi tỷ giá, mơ hình số liệu tổng phá giá làm chán cân thương mại Việt Nam Mỹ không cải thiện mà chí xấu Từ khóa: Tác động, tỷ giá, cán cân thương mại, Việt Nam, Mỹ Giới thiệu M đối tác thương mại lớn Việt Nam, đặc biệt thị trường xuất vô quan trọng Việt Nam hưởng lợi lớn t thị trường Hai nước đặt vấn đề bình thường hóa quan hệ ngoại giao sau kiện giải phóng miền nam 30/4/1975 Nhưng bình thường hóa quan hệ ngoại giao ch thiết lập sau 20 năm vào 11/7/1995 sau tuyên bố tổng thống M Bill Cliton thủ tướng Võ Văn Kiệt Ngay sau đó, quan hệ đầu tư thương mại hai quốc gia đẩy mạnh Trong khoảng t 1995-2001, xuất Việt Nam sang thị trường tăng lần t 169,7 triệu USD lên 1065,3 triệu USD Nhập tăng chậm t 130 triệu USD lên 410 triệu USDtăng lần (Hình 1) Năm 2001, hiệp định thương mại song phương hai nước ký kết (BTA) Việc nhận quy chế quan hệ thương mại bình thường NTR, giúp xuất Việt Nam sang thị trường có bước phát triển ngoạn mục hàng rào thuế quan phi thuế quan giảm xuống T năm 2003 trở đi, M thị trường xuất lớn Việt Nam, năm 2016 xuất sang thị trường M chiếm đến 26% tổng kim ngạch xuất Việt Nam (Hình 1) Trong năm 2017, xuất Việt Nam vào M đạt 41,6 tỷ USD tăng 39 lần so với năm 2001, nhập tăng chậm đạt 9,2 tỷ USD tăng 22 lần Do vậy, thặng dư thương mại mà Việt Nam đạt ngày gia tăng thị trường này, tăng 49 lần t 654 triệu USD lên 32,4 tỷ USD t năm 2001-2017 (Hình 1) Việc Việt Nam đạt xuất siêu lớn thị trường M c ng vấn đề gây tác động mặt ch nh sách Đặc biệt, M 170 phát động chiến tranh thương mại nhằm mang lại cân quan hệ thương mại với đối tác 45000 40000 35000 30000 25000 Nhập 20000 Xuất 15000 Cán cân thương mại 10000 5000 -5000 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013 2015 2017 Nguồn: Tổng cục Thống Kê, truy cập ngày 6/8/2018 Hình 1: Kim ngạch thương mại song phương Việt-Mỹ giai đoạn 2001-2017 Về mặt thị phần, tỷ trọng xuất Việt Nam vào thị trường M tổng nhập M cho thấy Việt Nam ngày gia tăng thị phần M Xuất Việt Nam chiếm ch khoảng 0.09% tổng nhập M , đến năm 2017 số tăng lên 2% Tuy nhiên, so với vai trò thị trường M với Việt nam (xuất sang M chiếm 26% xuất Việt Nam năm 2016, 19 % năm 2017) rõ ràng số 2% thị phần khiêm tốn, c ng thấp so với tỷ trọng nhập M tổng nhập Việt Nam khoảng 5,7% năm 2016 3,4% năm 2017 (Hình 2) 30.00 25.00 Tỷ trọng xuất Việt Nam vào Mỹ/Tổng nhập Mỹ 20.00 Tỷ trọng xuất Việt Nam vào Mỹ/Tổng xuất Việt Nam 15.00 10.00 Tỷ trọng nhập Mỹ vào Việt Nam/Tổng nhập Việt Nam 5.00 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 0.00 Nguồn:International Trade Centre tính tốn tác giả Hình 2:Tỷ trọng xuất Việt Nam thị trường Mỹ 171 Cơ cấu mặt hàng xuất khẩu Về cấu mặt hàng xuất khẩu, Hình cho thấy 15 mặt hàng chủ yếu xuất sang thị trường M có mặt hàng có giá trị xuất tỷ USD năm 2016 bao gồm: Hàng dệt may, giấy dép loại, điện thoại linh kiện, máy vi tính linh kiện, gỗ sản phẩm t gỗ, máy móc thiết bị dụng cụ phụ tùng khác nhóm hàng chiếm đến 82% tổng kim ngạch xuất Việt Nam sang M Hàng dệt may mặt hàng đạt kim ngạch xuất lớn thị trường M Việt Nam với tổng giá trị 11,45 tỷ USD năm 2016 Đây ngành mà Việt Nam mạnh xuất có truyền thống phát triển tận dụng lợi lao động rẻ chi phí thấp Theo sau mặt hàng giày dép c ng xem mặt hàng có lịch s phát triển lợi cạnh tranh Việt Nam với tổng kim ngạch xuất khoảng 4,4 tỷ USD năm 2016 Trong danh mục mặt hàng xuất lớn Việt Nam thị trường M xuất mặt hàng có hàm lượng cơng nghệ cao điện thoại linh kiện, máy tính linh kiện Trong đó, mặt hàng điện thoại linh kiện đứng thứ với tổng giá trị xuất khoảng 4,3 tỷ USD năm 2016 Kim ngạch xuất mặt hàng máy tính linh kiện khoảng 2,8 tỷ USD Sự gia tăng xuất mặt hàng c ng với xu hướng đầu tư vào Việt Nam tập đoàn công nghệ hàng đầu Các mặt hàng nông nghiệp c ng đóng góp lớn vào giá trị xuất Việt Nam thị trường Các sản phẩm bao gồm cà phê, hạt tiêu, hạt điều nằm nhóm 15 mặt hàng xuất chủ yếu sang thị trường M Tổng giá trị xuất hạt điều khoảng 970 triệu USD năm 2016, cà phê hạt tiêu đạt 450 342 triệu USD năm 2016 (Triệu USD) 14000 12000 10000 8000 6000 4000 2015 2000 2016 Nguồn: Tổng cục thống kê tính tốn tác giả Hình 3: 15 mặt hàng xuất lớn Việt Nam vào thị trường Mỹ 2015-2016 172 Cơ cấu mặt hàng nhập Về cấu mặt hàng nhập khẩu, hình cho thấy 15 nhóm hàng nhập chủ yếu t M năm 2015-2016 có nhóm hàng đạt kim ngạch nhập tỷ USD nhóm hàng máy vi tính, sản phẩm linh kiện điện t ; nhóm hàng máy móc thiết bị, dụng cụ phụ t ng khác Trong nhóm hàng máy vi t nh, sản phẩm điện t linh kiện đạt kim ngạch nhập đạt 2,24 tỷ USD năm 2017 tăng 1,5 lần so với năm 2015 Nhóm hàng máy móc thiết bị, dụng cụ phụ tùng khác có kim ngạch nhập đạt tỷ USD năm 2016 Nhóm hàng nhập bơng đứng thứ mặt hàng nhập lớn với kim ngạch 830 triệu USD năm 2016 Nhóm hàng phương tiện vận tải khác phụ t ng đứng thứ mặt hàng nhập nhiều t M có kim ngạch 500 triệu USD Tiếp đến mặt hàng đậu tương, thức ăn gia súc nguyên liệu, nguyên phụ liệu dệt may, sản phẩm hóa chất, gỗ sản phẩm t gỗ mặt hàng có kim ngạch đạt 200 triệu USD năm 2016 2500 2000 1500 1000 500 2015 2016 Nguồn: Tổng cục thống kê tính tốn tác giả Hình 4: 15 mặt hàng nhập lớn Việt Nam từ Mỹ 2015-2016 (Triệu USD) Đối với mối quan hệ tỷ giá cán cân thương mại hai nước, Hình ch xu hướng biến động tỷ giá danh nghĩa tỷ giá thực (VND/USD) theo tháng thập kỷ qua T đồ thị thấy tỷ giá danh nghĩa có xu hướng tăng lên, ngược lại tỷ giá thực giảm xuống Nếu trước năm 2011, đường tỷ giá thực nằm đường tỷ giá danh nghĩa, sau tỷ giá danh nghĩa vượt qua đường tỷ giá thực khoảng cách ngày nới rộng Tỷ giá danh nghĩa t giai đoạn 1/2005-12/2017 giá trung bình 2,8% tháng Giai đoạn trước 2011 tỷ giá danh nghĩa tăng mạnh khoảng 3,4% tháng 173 Ngược với xu hướng gia tăng tỷ giá danh nghĩa, tỷ giá thực có xu hướng giảm dần thập kỷ qua Trong suốt giai đoạn 2005-2017, tỷ giá thực ch có xu hướng tăng nhẹ năm 2009-2010 Sau năm 2010, tỷ giá thực giảm mạnh hay VND lên giá T 1/200512/2017, VND lên lên giá khoảng 32% giai đoạn t 2010-2017 VND lên giá khoảng 15% Sự gia tăng ch số CPI (biến đại diện cho làm phát) Việt Nam so với M dẫn đến gia tăng giá tiền tệ Việt Nam C ng giai đoạn 1/2005-12/2017, CPI Việt Nam tăng đến 175% CPI M tăng khoảng 29% tính theo kỳ gốc 1/2010 (Hình 6) 30000 4000000 3500000 25000 3000000 20000 2500000 15000 2000000 1500000 10000 1000000 5000 500000 2005M01 2005M06 2005M11 2006M04 2006M09 2007M02 2007M07 2007M12 2008M05 2008M10 2009M03 2009M08 2010M01 2010M06 2010M11 2011M04 2011M09 2012M02 2012M07 2012M12 2013M05 2013M10 2014M03 2014M08 2015M01 2015M06 2015M11 2016M04 2016M09 2017M02 2017M07 2017M12 Tỷ giá danh nghĩa Tỷ giá thực Cán cân thương mại Nguồn: Tính tốn tác giả dựa số liệu thu thập từ GSO, IMF FRED11 Hình 5: Tỷ giá cán cân thương mại Việt Nam Mỹ kỳ gốc tháng 1/2010 (1/2005-12/2017) Theo nghiên cứu Bui, Makin et al (2017) ch đồng tiền Việt Nam định giá cao Mà l ch nh ch nh sách neo tỷ giá thức khơng dựa nguyên l kinh tế vĩ mô Tỷ lệ lạm phát Việt Nam cao tương đối so với lạm phát của nước đối tác thương mại, đặc biệt M Trong đó, cung tiền tài sản nước ngồi rịng tác động có nghĩa đến đồng VND với kinh tế mở Việt Nam Bởi vậy, gia tăng TOT (điều khoản thương mại), tài sản nước ngồi rịng, mức độ mở kinh tế dẫn đến lên giá đồng VND, mở rộng cung tiền lại có ảnh hưởng tiêu cực đến tỷ giá thực Việt Nam Tác giả V Quốc Huy (2013) cho “sự lên giá thực đồng Việt Nam làm giảm khả cạnh tranh hàng hóa xuất Việt Nam thị trường giới” Hình c ng ch xu hướng biến động cán cân thương mại Việt Nam-M thời kỳ Rõ ràng, cán cân thương mại (được tính xuất tr nhập khẩu) tăng lên c ng xu hướng với tỷ giá danh nghĩa, ngược chiều với tỷ giá thực Để loại b đơn vị đo vấn đề giá trị danh nghĩa cán cân thương mại, tác giả lấy tỷ lệ xuất nhập 11 https://fred.stlouisfed.org 174 hai nước thời kỳ để xem xét cán cân thương mại hai nước Mối quan hệ tỷ giá thực, tỷ giá danh nghĩa cán cân thương mại trình bày hình 180.0 160.0 140.0 120.0 100.0 80.0 60.0 40.0 20.0 2005M01 2005M06 2005M11 2006M04 2006M09 2007M02 2007M07 2007M12 2008M05 2008M10 2009M03 2009M08 2010M01 2010M06 2010M11 2011M04 2011M09 2012M02 2012M07 2012M12 2013M05 2013M10 2014M03 2014M08 2015M01 2015M06 2015M11 2016M04 2016M09 2017M02 2017M07 2017M12 0.0 cpius cpivn Nguồn: Tính tốn tác giả dựa số liệu GSO FRED Hình 6: CPI Mỹ Việt Nam, thời kỳ gốc 1/2010 (2005-2010) 12 25000 10 20000 15000 10000 5000 0 2005M01 2005M06 2005M11 2006M04 2006M09 2007M02 2007M07 2007M12 2008M05 2008M10 2009M03 2009M08 2010M01 2010M06 2010M11 2011M04 2011M09 2012M02 2012M07 2012M12 2013M05 2013M10 2014M03 2014M08 2015M01 2015M06 2015M11 2016M04 2016M09 2017M02 2017M07 2017M12 30000 tỷ giá danh nghĩa tỷ giá thực cán cân thương mại Nguồn: Tính tốn tác giả dựa nguồn liệu GSO, IMF, FRED Hình 7: Tỷ giá cán cân thương mại Việt Nam-Mỹ (tính xuất khẩu/nhập khẩu) Biểu đồ cho thấy cán cân thương mại biến động giai đoạn 2005-2017 Mặc d cán cân thương mại biến động giai đoạn trước 2009, cán cân thương mại có xu hướng tăng lên giai đoạn 2009-nay Bởi vậy, Hình ch xu hướng dường trái ngược tỷ giá thực cán cân thương mại Việt Nam-M Điều ch ra, tỷ giá thực cán cân thương mại Việt Nam với đối tác M thấy mối quan hệ chặt chẽ 175 theo lý thuyết Do kết luận tương tự với nghiên cứu Phan Thanh Thanh (2018) cho “cán cân thương mại Việt Nam không bị tác động yếu tố danh nghĩa mà định vởi yếu tố thực cấu Bởi cấu sản xuất nước xuất phần lớn phụ thuộc đầu vào nhập ngành công nghiệp phụ trợ thiếu v ng chưa phát triển” Nhìn chung, quan hệ thương mại song phương với M Việt Nam có thặng dư thương mại Gần đây, chiến tranh thương mại M -Trung khiến đồng USD mạnh lên rủi ro chiến tranh thương mại chiến tranh tiền tệ Câu h i đặt mạnh lên đồng USD có ảnh hưởng đến cán cân thương mại thặng dư Việt Nam với M hay khơng? Và Việt Nam có nên phá giá để đảm bảo ổn định cải thiện cán cân thương mại thị trường hay không? Để trả lời hai câu h i nghiên cứu xem xét tác động tỷ giá đến cán cân thương mại hai nước dựa mơ hình định lượng trình bày 2.Cơ sở lý thuyết phƣơng pháp nghiên cứu 2.1 Tổng quan nghiên cứu sở lý thuyết Tỷ giá đóng vai trị quan trọng thương mại quốc tế đặc biệt kinh tế mở động Có nhiều kinh tế theo đuổi sách phát triển s dụng tỷ công cụ nhằm trì mơ hình tăng trưởng kinh tế dựa xuất Mối quan hệ tỷ giá biến số vĩ mô khác đặc biệt với biến số thương mại (xuất khẩu, nhập khẩu, cán cân thương mại) ngày học giả quan tâm vài thập kỷ qua Đối với nghiên cứu tác động tỷ giá cán cân thương mại thường có cách tiếp cận: i) tiếp cận co dãn (Elasticcity approach), ii), tiếp cận hấp thụ trường phái Keynes, iii) tiếp cận tiền tệ Tổng quan nghiên cứu cho thấy phần lớn nghiên cứu s dụng tiếp cận co dãn để xem xét mối quan hệ tỷ giá cán cân thương mại Theo tác động lên xuống giá đồng tiền đến cán cân thương mại quốc gia xem xét dựa điều kiện Marshall-Lerner (MLC) (Marshall-Lerner condition of stability) thông qua ước lượng hệ số co dãn theo giá hàm cầu xuất nhập Theo điều kiện MLC tổng độ co dãn hàm cầu xuất nhập lớn phá giá tiền tệ dẫn đến cải thiện cán cân thương mại (Bahmani-Oskooee (1991); Arize (1987); Arize (1994); Khan (1974) Houthakker and Magee (1969), Magee (1973), Junz and Rhomberg (1973), Laffer (1977) Bahmani-Oskooee (1985)) Tuy nhiên, Bahmani-Oskooee (1985) chứng minh điều kiện ML th a mãn, cán cân thương mại có khả xấu L thuyết hiệu ứng đường cong J đời sau thập kỷ xuất điều kiện MLC, kh c phục số vấn đề mà nghiên cứu trước gặp phải Lý thuyết hiệu ứng đường cong J cho giá đồng nội tệ cải thiện cân thương mại dài hạn, phản ứng cán cân thương mại biểu diễn đồ thị có hình dạng giống chữ J Điều mô tả tượng xấu dần cán cân thương mại sau phá giá đồng tiền, sau cải thiện (Bahmani-Oskooee (1985), Rosensweig and Koch (1988), Himarios (1989), Demirden and Pastine (1995), Felmingham and Divisekera (1986), Rose and Yellen (1989), 176 Bahmani-Oskooee and Brooks (1999), Halicioglu (2007) Bahmani-Oskooee and Kantipong (2001)) Gần đây, phần lớn nghiên cứu s dụng phân t ch đồng liên kết (cointergration analysis) để xem xét mối quan hệ biến số dài hạn, mơ hình hiệu ch nh sai số (error-correction modeling) đế xem xét tác động ng n hạn tỷ giá lên cán cân thương mại c ng tồn hiệu ứng đường cong J Nhìn chung, nghiên cứu cho thấy khơng có thống kết luận mối quan hệ tỷ giá cán cân thương mại Các tác Bahmani-Oskooee and Ardalani (2006) Baek (2013) cho nguyên nhân dẫn đến kết luận khác biệt việc s dụng số liệu tổng tạo kết thiên lệch, tác giả gợi ý nên xem xét ảnh hưởng tỷ giá với số liệu thương mại theo ngành đối tác Ngoài ra, nghiên cứu gần c ng ch vấn đề khác biệt (mixed) kết nghiên cứu trước giả định phản ứng cán cân thương mại quốc gia thay đổi tỷ giá đối xứng đồng tiền tiền lên giá xuống giá Giả định hàm ý xuống giá đồng nội tệ giúp cải thiện cán cân thương mại, lên giá t hẳn làm cán cân thương mại xấu Tuy nhiên nghiên cứu như: Bahmani-Oskooee Fariditavana, 2015; BahmaniOskooee Fariditavana, 2016; Arize cộng sự, 2017, lại ch thực tế tác động tỷ giá đến cán cân thương mại khơng đối xứng Tác động bất đối xứng có khả xảy phản ứng kỳ vọng doanh nghiệp (Traders) lên xuống giá đồng tiền khác Theo đó, đồng tiền giá nhà sản xuất phản ứng nhanh để th a mãn cầu xuất khẩu, khi đồng tiền lên giá phản ứng chậm lượng hàng tồn kho tăng lên thay việc điều ch nh sản xuất (when a currency depreciates, producers may react quickly to satisfy the demand for exports However, they may not response as fast to to appreciation if it means adding to inventories rather than drawing them down or adjusting production.) S dụng cách tiếp cận định lượng để nghiên cứu vai trò tác động tỷ giá đến thương mại Việt Nam ngày thu hút ý giới học giả Việt Nam Một số nghiên cứu điển hình bao gồm: V Quốc Huy nhóm tác giả (2011); Phạm Thị Tuyết Trinh (2012); Phạm Thị Hồng Hạnh Nguyễn Đức Thịnh (2013); Mai Thị Cẩm Tú (2015), Phan and Jeong (2015) hầu hết nghiên cứu kết luận xuất nhập Việt Nam t nhiều bị ảnh hưởng đáng kể tỷ giá Trong có số nghiên cứu xem xét ảnh hưởng tỷ giá đến thương mại Việt M Phan and Jeong (2015) s dụng phương pháp đồng liên kết mảng (panel co-integration) để xem xét ảnh hưởng cán tỷ giá đến cán cân thương mại đối tác lớn Việt Nam, có M Nghiên cứu ch tỷ giá thực tác động tích cực đến cán cân thương mại Việt Nam-M Tuy nhiên, nghiên cứu chưa ch tác động ng n hạn dài hạn tỷ giá c ng tồn hiệu ứng đường cong J Nghiên cứu V Quốc Huy nhóm tác giả (2011) c ng xem xét tác động tỷ giá đến xuất Việt Nam với đối tác thương mại lớn có M dựa số liệu ngành (disaggregate data), lại chưa ch tác động tỷ giá đến cán cân thương 177 mại Mặt khác, nghiên cứu dựa giả định ảnh hưởng đối xứng tỷ giá đến cán cân thương mại Do đó, nghiên cứu xem xét ảnh hưởng tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam M cách s dụng dụng liệu ngành xem xét phản ứng bất đối xứng cán cân thương mại thay đổi tỷ giá dựa s dụng mô hình NARDL phi tuyến Do vậy, đóng góp nghiên cứu cung cấp chứng thực nghiệm cho việc điều ch nh sách tỷ giá với mục tiêu ổn định cải thiện cán cân thương mại thị trường M 2.2 Phương pháp nghiên cứu Dựa mơ hình nghiên cứu Bahmani-Oskooee and Baek (2016) tác giả đề xuất mơ hình nghiên cứu xem xét tác động tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam M Mơ sau: ( ) Trong (1) nhập Việt Nam M , xuất Việt Nam sang thị trường M ngành i ( ) thu nhập thực Việt Nam (M ), tỷ giá hối đối thực song phương Theo b kỳ vọng mang dấu âm, c mang dấu dương REX định nghĩa tăng lên VND giá, d kỳ vọng mang dấu dương Mơ hình (1) mơ hình dài hạn hệ số mơ hình phản ánh tác động biến ngoại sinh đến cán cân thương mại ngành i dài hạn Để ước lượng tác động ng n hạn biến số đến cán cân thương mại, đặc biệt ảnh hưởng ng n hạn tỷ giá (để xem xét hiêu ứng đường cong J) Theo đó, mơ hình (1) viết lại dạng hiệu ch nh sai số sau: ∑ ∑ ∑ ∑ (2) Pesaran, Shin et al (2001) đề xuất kiểm định F chuẩn cho giả thiết = = = =0, : thống kê F có nghĩa tức giả thiết bị bác b , hay nói cách khác biến có mối quan hệ dài hạn Ước lượng sử dụng mơ hình ARDL phi tuyến (non-linear ARDL) Mơ hình ARDL phi tuyến (NARDL) xem xét tác động tỷ giá đến cán cân thương mại dựa giả định nhà sản xuất giao dịch thương mại phản ứng giá đồng tiền lên giá đồng tiền khác hay tỷ giá có tác động bất đối xứng cán cân thương mại Để kiểm định giả thiết này, nghiên cứu (Verheyen 2013), (Bahmani-Oskooee and Fariditavana 2015, Bahmani-Oskooee and Fariditavana 2016), (Delatte and López-Villavicencio 2012) xây dựng biến để mô tả thay đổi biến tỷ giá REX Trong đó, biến NEG để biểu thị giảm xuống tỷ giá, nghiên cứu biểu biểu thị lên giá VND, biến POS biểu thị cho tăng lên tỷ giá hay xuống giá VND Cụ thể POS NEG định nghĩa sau: 178 ∑ ∑ ∑ ∑ Shin, Yu et al (2014) đề xuất thay biến lnREX mơ hình hiệu sai số (2.9) hai biến POS NEG Do mơ h nh (1) viết lại đặt tên mơ hình NARDL (non-linear ARDL) hay mơ hình phân phối trễ tự hồi quy phi tuyến với dạng hiệu ch nh sai số là: ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ (3) Các tác giả chứng minh kiểm định biên F s dụng mơ hình ARDL c ng d ng tương tự mơ hình NARDL Hệ số ước lượng dấu độ lớn điều chứng minh tỷ giá có ảnh hưởng đối xứng lên cán cân thương mại dài hạn Ngược lại, hai hệ số có dấu độ lớn khác nhau, kết luận quan hệ bất đối xứng tỷ giá cán cân thương mại Để kiểm định ảnh hưởng bất đối xứng dài hạn dựa kiểm định Wald, với giả thiết kiểm định dựa giả thiết : :∑ 4= Tương tự, ảnh hưởng bất đối xứng ng n hạn =∑ 2.2 Nguồn số liệu biến số Để ước lượng mơ hình ARDL NARDL, tác giả s dụng số liệu tháng cho giai đoạn 2008-2017, nguồn số liệu biến mơ hình cụ thể sau: Do biến thu nhập hai nước khơng có sở liệu theo tháng nên nghiên cứu s dụng ch số sản xuất công nghiệp s dụng proxy thay cho biến thu nhập (Y) Có hai lý để chọn biến này: (i) khơng có số liệu thống kê thu nhập theo tháng (ii) tỷ trọng công nghiệp GDP lớn YVN ký hiệu cho biến thu nhập YUS ký hiệu cho biến thu nhập M Số liệu ch số sản xuất công nghiệp số liệu ch số giá tiêu dùng nước lấy t sở liệu IMF (mục thống kê tài quốc tế-International Financial Statistic) liệu Trung tâm Hội nhập vùng Châu Á-Asia Regional Integration Centre ADB Số liệu tỷ giá thu thập t sở liệu Ngân hàng Nhà nước Biến tỷ giá thực (REX) tính dựa tỷ giá USD/VND danh nghĩa theo tháng ch số giá CPI nước Tỷ giá thực song phương Việt Nam với đối tác tính theo cơng thức sau: Trong REX tỷ giá USD/VND, P tỷ số giá tiêu dùng Việt Nam P* ch số giá tiêu dùng M với năm gốc 2010 179 Dữ liệu xuất nhập Việt Nam đối tác theo ngành mặt hàng lấy t sở liệu Trung tâm Thương mại Quốc tế-International Trade Centre Nghiên cứu xem xét 21 nhóm ngành hàng xuất nhập Việt Nam M phân theo Hệ thống Hài hòa (HS) dựa phần (section) bảng HS (xem phụ lục, bảng 3) Tuy nhiên, số ngành khơng có liệu giao dịch thương mại gần nên ch có 19 ngành M xem xét Kết thảo luận 3.1 Kiểm định Theo Pesaran, Shin et al (2001), phương pháp đồng liên kết ARDL (ARDL) khơng địi h i biến chuỗi d ng, biến d ng bậc bậc hồn hợp bậc bậc 0, khơng có biến d ng bậc S dụng tiêu chuẩn kiểm định ADF (Augmented Dickey-Fuller) PP (Phillip Perron) để kiểm đinh nghiệm đợn vị biến mơ hình, kết cho thấy hầu hết biến chuỗi d ng bậc bậc theo tiêu chuẩn ADF với ý nghĩa 1% PP với nghĩa 5%, khơng có chuỗi d ng bậc 2, th a mãn điều kiện cần mơ hình ARDL Việc lựa chọn độ trễ tối ưu cho mơ hình (2) (3) dựa giá trị tiêu chuẩn AIC thu t việc ước lượng khơng giới hạn mơ hình ARDL Nghiên cứu s dụng trễ tối đa việc lựa chọn trễ tối ưu Trên sở so sánh tiêu chuẩn độ trễ tối ưu cho mơ hình nghiên cứu xác định Kết mơ hình với độ trễ tối ưu trình bày phần phụ lục Kết kiểm định đường bao t ng mơ hình trình bày cụ thể bảng bảng (xem phụ lục), tổng hợp kết sau: Đối với mơ hình ARDL: 20 mơ hình nhóm hàng hóa (bao gồm mơ hình liệu tổng), thống kê F ch có 17 nhóm hàng có tồn mối quan hệ dài hạn biến số mơ hình, có nhóm hàng không tồn đồng t ch hợp Tương tự mơ hình NARDL, thống kê F c ng ch có 19 20 nhóm hàng có tồn mối quan hệ dài hạn biến số mơ hình, có nhóm hàng khơng tồn đồng t ch hợp bao gồm Bahmani-Oskooee and Ardalani (2006) ch kết kiểm định biên F-test thường nhạy cảm với số trễ ấn định cho biến Do Banerjee, Dolado et al (1998) and Banerjee, Dolado et al (1998) s dụng tiêu chuẩn hệ số hiệu ch nh sai số (errorcorrection term t-1 ) để xem xét liệu có tồn mối quan hệ dài hạn biến mơ hình Theo đó, hệ số hiệu ch nh sai số âm có nghĩa thống kê, kết luận tồn mối quan hệ biến dài hạn Kết hệ số hiệu ch nh sai số trình bày bảng (xem phụ lục) cho thấy tất hệ số hiệu ch nh sai số âm có nghĩa thống kê mơ hình Do đó, kết luận tồn mối quan hệ dài hạn biến tất mơ hình ước lượng th a mãn điều kiện cho phân tích sâu mơ hình Ngồi ra, nghiên cứu tiến hành kiểm định chuẩn đốn mơ hình bao gồm: kiểm định tự tương quan (LM test), kiểm định phương sai thay đổi (HK test), kiểm định phù hợp 180 mơ hình (RESET test), kiểm định ổn định mơ hình (CUSUM CUSUMSQ test) Các kết kiểm định trình bày bảng (cho mơ hình ARDL) bảng (cho mơ hình NARDL) Các kết khẳng định tất mơ hình khơng tồn tượng tự tương quan, phương sai thay đổi mơ hình giải thích phù hợp Kiểm định CUSUM CUSUMSQ ch hầu hết mơ hình ổn định Kiểm định Wald c ng ch tồn phản ứng bất đối xứng cán cân thương mại tỷ giá ngành dài hạn 11 ngành ng n hạn 3.2 Kết ước lượng hệ số mơ hình ARDL 3.2.1 Ước lượng hệ số dài hạn Kết hệ số ước lượng dài hạn mơ hình ARDL trình bày bảng 1, dấu hệ số dài hạn khác tùy t ng nhóm ngành hàng Bảng 1: Kết ước lượng hệ số dài hạn mơ hình ARDL Mã Sản phẩm LRER INDVN INDUS SC01 -3.4073*** (1.0737) -0.1909 (0.2571) -1.0397 (1.4228) SC02 6.8835*** (1.4134) 0.7860*** (0.2876) 0.6596 (1.9891) SC04 0.5326 (1.5758) 0.1169 (0.3908) 3.6449 (2.2292) SC05 1.8547 (3.6423) -2.9517*** (0.9153) -5.5131 (4.9397) SC06 2.8343*** (0.5578) -0.1398 (0.1294) 1.6414** (0.7840) SC07 -0.1140 (1.1317) 0.6821** (0.2875) -0.2822 (1.6150) SC08 -5.9155*** (0.9292) 0.4528*** (0.1590) -2.1250 (1.4792) SC09 -0.1651 (0.5195) 0.4684*** (0.0887) 2.0151** (0.8078) SC10 0.0919 (0.7827) -0.2681 (0.1897) 1.1279 (1.0826) SC11 -2.2298 (1.4497) -1.1724*** (0.2788) -2.0044 (2.1297) SC12 -3.3954** (1.3352) -0.7524*** (0.2814) -2.4266 (1.9386) SC13 2.1281 (3.1066) 0.4361 (0.7080) -3.0274 (4.4597) SC14 3.9056 (2.5733) -0.3776 (0.5756) 3.8048 (3.6405) SC15 -1.1038 (3.0597) 0.0865 (0.6841) 7.0870 (4.3406) SC16 -3.5988** (1.5870) 0.1264 (0.3414) 3.2667 (2.2886) SC17 -0.0294 (8.3515) 1.4352 (1.6847) 7.2732 (9.3776) SC18 -1.2114* (0.6153) 0.3598** (0.1444) 2.6355*** (0.8446) SC20 -1.1324 (1.4657) 0.0689 (0.3159) -0.1395 (1.9846) SC21 -0.9172 (2.1353) -0.0368 (0.3887) 3.4602 (3.1552) SCtotal -0.8512 (0.6610) -0.0600 (0.1632) 1.1388 (0.9120) Ghi chú:*,**,*** hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê mức tương ứng 1%, 5%, 10% Số ngoặc giá trị sai số chuẩn ước lượng hệ số Đối với kết hệ số dài hạn mơ hình với đối tác Mỹ, có ngành hàng (chiếm khoảng 59% nhập khẩu, 52% xuất Việt Nam với thị trường M , theo số liệu 2017) mà cán cân thương mại bị ảnh hưởng tỷ giá bao gồm: 181 - Nhóm hàng động vật sống sản phẩm (SC01) có hệ số 3,4 mang dấu âm ch cán cân thương mại xấu 3,4% VND giá 1% - Nhóm sản phẩm thực vật (SC02) có cán cân thương mại cải thiện 6,8% VND giá 1% - Nhóm sản phẩm ngành cơng nghiệp hóa chất (SC06) tương tự c ng có cán cân thương tăng 2,8% VND giá 1% - Nhóm da sản phẩm da (SC08) có hệ số 5,9 mang dấu âm, cán cân thương mại xấu 5,9% VND giá 1% - Nhóm giầy dép m loại (SC12) có cán cân thương mại xấu 3.4% VND giá 1% - Nhóm máy móc trang thiết bị kh , điện (SC16) tương tự c ng có cán cân thương mại xấu 3.5% VND giá 1% - Nhóm dụng cụ, thiết bị máy quang học, nhiếp ảnh điện ảnh (SC18) có cán cân thương mại xấu 1,2% VND giá 1% Đối với mơ hình ARDL, giả định cán cân thương mại phản ứng đối xứng với thay đổi tỷ giá Do vậy, kết luận ngược lại trường hợp VND lên giá Tuy nhiên, hệ số dài hạn phương trình tổng (Sctotal) ch tỷ giá không ảnh hưởng đến tỷ trọng tổng xuất khẩu/nhập Việt Nam M Hay nói cách khác, tỷ giá không tác động đến cán cân thương mại hai nước Hệ số dài hạn biến thu nhập Việt Nam có nghĩa thống kê ngành hàng (chiếm khoảng 39% nhập 48,5% xuất Việt Nam với thị trường M theo số liệu 2017) Hầu hết hệ số mang dấu dương bao gồm ngành hàng: sản phẩm thực vật (SC02), chất dẻo sản phẩm t chất dẻo (SC07), da sản phẩm da (SC08), gỗ sản phẩm gỗ (SC09), dụng cụ thiết bị máy quang học (SC18), thu nhập Việt Nam có tác động tích cực đến cán cân thương mại ngành này, chẳng hạn thu nhập (proxy biến ch số sản xuất cơng nghiệp) tăng 1% tỷ trọng xuất khẩu/nhập Việt Nam M ngành hàng sản phẩm thực vật (SC02) tăng 0.78% Trong đó, hệ số thu nhập mang dấu âm ngành: khoáng sản (SC05), nguyên liệu sản phẩm dêt (SC11), giày dép loại (SC12) Hệ số dài hạn biến thu nhập M có nghĩa thống kê ngành (chiếm khoảng 13% nhập khẩu, 2,1% xuất Việt Nam thị trường này) bao gồm ngành hóa chất sản phẩm hóa chất (SC06), gỗ mặt hàng gỗ (SC09), dụng cụ máy móc thiết bị quang học, nhiếp ảnh, (SC18) Có thể thấy thu nhập M có ảnh hưởng đến cán cân thương mại hai nước so với thu nhập Việt Nam Nhìn chung, kết mơ hình ARDL cho thấy dài hạn tỷ giá nhạy cảm với cán cân thương mại Việt Nam với Mỹ ngành hàng khác chiếm khoảng 59% nhập khẩu, 52% xuất Tuy nhiên, mơ hình tính toán tác động tỷ giá đến tổng cán cân thương mại Việt Nam (biến phụ thuộc Sctotal) với Mỹ cán cân thương mại không nhạy cảm với thay đổi tỷ giá Như vậy, kết chứng minh cho kết luận Baek (2013) việc sử dụng số liệu tổng gây vấn đề thiên lệch 182 Đối với biến thu nhập, cán cân thương mại nhạy cảm với thu nhập Việt Nam thu nhập Mỹ, phần nhiều hệ số thu nhập Việt Nam mang dấu dương mơ hình Do kết luận, thu nhập Việt Nam có tác động tích cực đến cán cân thương mại với Mỹ 3.2.2 Ước lượng hệ số ngắn hạn Bảng (xem phụ lục) trình bày kết hệ số ng n hạn biến tỷ giá mơ hình (2) Tỷ giá xem có tác động ng n hạn đến cán cân thương mại ngành có hệ số ng n hạn có ý nghĩa thống kê Như vậy, có ngành hàng có hệ số ng n hạn có nghĩa thống kê Bao gồm ngành: động vật sống sản phẩm t động vật (SC01), sản phẩm thực vật (SC02), hóa chất sản phẩm hóa chất (SC06), da sản phẩm da (SC08), nguyên liệu giấy sản phẩm giấy (SC10), giầy dép loại (SC12), đá qu kim loại quý (SC14), máy móc trang thiết bị kh (SC16), phương tiện vận tải (SC17) dụng cụ thiết bị quang học, nhiếp ảnh (SC18) ngành chiếm 68% nhập 54% xuất Việt Nam năm 2017 thị trường Trong hệ số ng n hạn mang dấu âm tất trễ ngành hàng: SC01, SC06, SC12, SC16, SC17, SC18 Đối với ngành SC16, hệ số ng n hạn có dấu âm trễ thứ mang dấu dương trễ Các ngành lại có hệ số ng n hạn mang dấu dương trễ khác Hiệu ứng đường cong J Tác động tỷ giá đến cán cân thương mại ngành xem có hiệu ứng đường cong J đồng tiền phá giá, ng n hạn cán cân thương mại xấu dài hạn cán cân thương mại cải thiện tốt Như nghiên, ngành có hiệu ứng đường cong J hệ số ng n hạn có dấu âm (hoặc khơng có nghĩa thống kê) hệ số dài hạn tỷ giá có dấu dương Kết hệ số ng n hạn dài hạn tr hiệu ứng đường cong J xảy ngành hàng hóa chất sản phẩm hóa chất (SC06), hệ số dài hạn có giá trị 2.83 mang dấu dương, hệ số ng n hạn mang dấu âm trễ thứ hai Như vậy, đồng tiền giá làm cán cân thương mại Việt Nam với M ngành hóa chất sản phẩm hóa chất xấu ng n hạn, mặt dài hạn phá giá làm cán cân thương mại cải thiện Đối với mơ hình tổng kết hệ số ng n hạn dài hạn c ng ch không tồn hiệu ứng đường cong J 3.3 Kết ước lượng hệ số mơ hình NARDL 3.3.1 Kết hệ số dài hạn Bảng trình bày kết hệ số dài hạn mơ hình NARDL Như trình bày chương 1, mơ hình NARDL nhằm kiểm định phản ứng cán cân thương mại trước thay đổi tỷ giá hai trường hợp: đồng tiền giá đồng tiền tăng giá L thuyết phản ứng bất đối xứng cán cân thương mại trước thay đổi tỷ giá cho đồng nội tệ giảm giá nhà sản xuất phản ứng nhanh với thay đổi cầu để đáp ứng xuất Tuy nhiên, đồng tiền lên giá nhà xuất phản ứng chậm với thay đổi tỷ giá ràng buộc thị phần Do đó, kỳ vọng tác động tỷ giá 183 trường hợp đồng tiền phá giá lên cán cân thương mại lớn trường hợp đồng tiền lên giá Trong nghiên cứu này, NEG hay giá trị âm LREX thể lên giá VND, POS thể xuống giá VND Phản ứng bất đối xứng không xảy hệ số NEG POS có dấu tương đương độ lớn Kết mơ hình NARDL ch có 11 ngành hàng (chiếm 71% nhập khẩu, 81% xuất thị trường phản ứng cán cân thương mại trước thay đổi tỷ giá bao gồm: ngành ARDL ch động vật sống sản phẩm (SC01); sản phẩm thực vật (SC02); sản phẩm ngành công nghiệp hóa chất (SC06); da sản phẩm da (SC08); giầy dép m loại (SC12); máy móc trang thiết bị kh , điện (SC16); dụng cụ, thiết bị máy quang học, nhiếp ảnh điện ảnh (SC18); ngành mà NARDL phát thêm gồm khoáng sản (SC05), dệt sản phẩm dệt (SC11), đá qu kim loại qu (SC14), phương tiện vận tải (SC17) Bên cạnh đó, kết c ng ch phản ứng bất đối xứng trước thay đổi tỷ giá Ngành hàng SC01 ch phản ứng với tỷ giá trường hợp Việt Nam lên giá, hệ số 2,38 NEG ch VND giá (tỷ giá RER giảm xuống) cán cân thương mại ngành cải thiện 2,38%, kết tương tự với ngành có mã SC12 Các mã ngành SC02, SC06, SC14 c ng có cán cân thương mại phải ứng với tỷ giá trường hợp VND lên giá (tỷ giá RER giảm), cán cân thương mại c ng xấu dài hạn Đối với trường hợp VND giá 1%, cán cân thương mại ngành SC05 xấu 15%, cán cân thương mại ngành SC18 cải thiện 2.1% Các ngành mã SC08 SC11, SC16 S17 lại có dấu hệ số POS NEG giống mang dấu âm, ch giá VND có tác động tiêu cực đến cán cân thương mại, lên giá VND c ng có tác động tích cực đến cán cân thương mại hai ngành Kết kiểm định Wald ch không tồn phản ứng bất đối xứng hai nhóm hàng (tr trường hợp có phản ứng bất đối xứng mã SC17 mức độ tác động trường hợp VND giá cán cân thương mại phản ứng mạnh hơn) Mơ hình tổng với mã SCtotal ch dài hạn việc VND giá thực khơng có lợi cho cán cân thương mại Việt Nam M ch cán cân thương mại bị giảm xuống Nếu VND giá thực 1%, cán cân thương mại với M giảm 2,5% Trong VND lên giá cán cân thương mại Việt Nam khơng phản ứng (hệ số khơng có nghĩa thống kê) Nhìn chung từ kết hệ số dài hạn mơ hình ARDL đưa số kết luận sau: Kết mơ hình NARDL ch hạn chế kết luận mơ hình ARDL giả định tác động tỷ giá đến cán cân thương mại đối xứng Các kết cho thấy tỷ giá tác động bất đối xứng nhiều ngành hàng Các kết luận NARDL ch nhiều ngành hàng có tác động tỷ giá với hệ số POS NEG có 184 nghĩa thống kê Trong đó, s dụng kết ARDL ngành hàng bị kết luận không phản ứng trước thay đổi tỷ giá Bảng 2: Kết hệ số dài hạn mơ hình NARDL Mã sản phẩm POS NEG INDVN INDDT SC01 -0.3894 (2.3137) -2.3825** (1.1891) -0.7193 (0.4760) -1.0245 (1.4144) SC02 3.9289 (2.7080) 6.0330*** (1.4985) 1.3223** (0.5145) 0.8033 (1.9141) SC04 -2.4901 (2.9940) -0.3152 (1.5111) 0.7746 (0.6044) 3.2002* (1.7935) SC05 -15.0165* (8.5608) -3.4945 (4.4170) 0.1611 (1.6732) -4.9573 (5.3533) SC06 1.1883 (1.1814) 2.3795*** (0.6171) 0.2538 (0.2375) 1.5764* (0.8014) SC07 -1.6595 (3.5112) 0.0069 (1.8219) 0.9408 (0.6969) 1.4889 (2.3506) SC08 -5.9350*** (1.8533) -6.0805*** (1.0973) 0.4876 (0.3484) -2.6079 (1.7387) SC09 0.4003 (0.8642) -0.0498 (0.5346) 0.3561** (0.1637) 1.8730** (0.8166) SC10 2.2197 (2.2139) -1.5361 (1.6624) -1.1991** (0.5390) -4.2446 (2.9274) SC11 -5.8420** (2.6831) -3.5649** (1.4507) -0.4843 (0.5004) -2.8342 (1.7972) SC12 -4.1651 (2.6765) -3.4346** (1.5024) -0.7067 (0.5933) -1.4465 (2.2106) SC13 -2.0114 (3.0813) 1.4773 (1.5717) 1.7363*** (0.6123) -4.1389** (1.8428) SC14 7.9446 (5.2906) 5.5528* (2.8188) -1.1666 (1.0105) 5.0321 (3.7711) SC15 -0.9423 (6.7238) -0.9351 (3.5407) 0.0313 (1.2833) 7.5581 (4.5909) SC16 -12.2815* (6.6577) -5.1386* (2.8152) 1.8281 (1.2135) 8.2273* (4.7293) SC17 -22.2891*** (5.3152) -10.2841*** (3.3751) 4.5811*** (1.3133) 1.1558 (5.7504) SC18 2.1603** (0.9554) -0.4657 (0.4752) -0.2948 (0.1873) 1.8932*** (0.5457) SC20 0.1503 (3.0246) -0.4412 (1.6256) -0.2851 (0.5777) 0.8877 (2.2388) SC21 -2.2481 (3.5767) -0.5688 (2.0784) 0.3456 (0.6650) 5.5504* (2.8029) SCtotal -2.5373* -12.978 -10.163 (0.6739) 0.4280* (0.2534) 1.6504* (0.8392) Nguồn: Tính tốn tác giả Ghi chú:*,**,*** hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê mức tương ứng 1%, 5%, 10% Số ngoặc giá trị sai số chuẩn ước lượng hệ số Cán cân thương mại ngành với đối tác M t nhạy cảm với tỷ giá mơ hính NARDL Có 11 ngành phản ứng với tỷ giá ngành chiếm tỷ trọng lớn kim ngạch xuất nhập nên có đến 81% xuất 71% nhập M phản ứng với thay đổi tỷ giá Mơ hình tổng ch mặt dài hạn giảm giá thực đồng VND gây bất lợi cho cán cân thương mại Việt Nam với M 3.3.2 Kết hệ số ngắn hạn Kết hệ số ngắn hạn Tương tự, kết hệ số ng n hạn mơ hình NARDL trình bày bảng bảng (Xem phụ lục) Các hệ số POS NEG mơ hình với đối tác M tương tự c ng ch tác động bất đối xứng tỷ giá lên cán cân thương mại Tương tự kết hệ số dài hạn, mơ hình NARDL ch nhiều ngành nhạy cảm với tỷ giá so với kết luận t mơ hình ARDL Các ngành chịu tác động tỷ giá đồng VND giảm giá bao gồm: SC01, 185 SC05, SC07, SC10, SC11, SC12, SC16, SC17, SC18, SC20 Các ngành phản ứng VND lên giá bao gồm: SC01, SC02, SC06, SC12, SC13, SC15, SC18, SC21 Kiểm định Wald ch tồn phản ứng bất đối xứng ngành: SC01, SC05, SC06, SC07, SC10, SC14, SC16, SC17, SC18, SC20 Nhìn chung, kết hệ số ng n hạn ch ra: mơ hình NARDL ch nhiều ngành phản ứng với tỷ giá việc s dụng ARDL Mặt khác, ng n hạn tồn phản ứng bất đối xứng tỷ giá nhiều ngành so với ng n hạn Hiệu ứng đường cong J Trong mơ hình NARDL, ngành xem có hiệu ứng đường cong J nghiên cứu có hệ số ng n hạn âm hệ số ng n hạn trễ trước khơng có hệ số dương có nghĩa thống kê hệ số khơng có nghĩa thống kê, hệ số dài dài hạn POS dương có nghĩa thống kê Hiệu ứng đường cong J ch có ngành với mã da sản phẩm da (SC08) Kết mơ hình tổng (Sctotal) cho thấy không tồn hiệu ứng đường cong J Nhìn chung, kết mơ hình ch lý thuyết hiệu ứng đường cong J t ủng hộ mối quan hệ thương mại Việt Nam M Kết luận số khuyến nghị sách Nghiên cứu s dụng mơ hình ARDL tuyến tính ARDL phi tuyến (NARLD) để xem xét mối quan hệ cán cân thương mại Việt Nam M t ng ngành hàng (21 ngành dựa hệ thống phân ngành Hamornized System-HS) Nghiên cứu kh c phục nhược điểm nghiên cứu trước mối quan hệ cán cân thương mại tỷ giá việt Nam: (1) s dụng số liệu ngành để kh c phục hạn chế lấy số liệu tổng, (2) s dụng mơ hình phi tuyến đế tránh vấn đề thiên lệch giả định phản ứng cán cân thương mại đối xứng đồng tiền giá tăng giá T kết hệ số ng n hạn dài hạn mơ hình rút số kết luận sau: Thứ nhất, kết mô hình ARDL NARDL ngành hàng ch vấn đề thiên lệch s dụng số liệu tổng cách tiếp cận phi tuyến Do đó, cách tiếp cận số liệu t ng ngành hàng s dụng mơ hình ARLD phi tuyến cho bước tranh toàn diện đầy đủ ảnh hưởng tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam M Thứ hai, lý thuyết hiệu ứng đường cong J không ủng hộ kết mơ hình nghiên cứu quan hệ cán cân thương mại tỷ giá Việt Nam với M Kết mơ hình số liệu ngành ch i ngành hàng có hiệu ứng đường cong J, với mơ hình s dụng số liệu tổng khơng tìm thấy hiệu ứng đường cong J Thứ ba, thu nhập Việt Nam (proxy biến ch số sản xuất cơng nghiệp) có tác động tích cực đến cán cân thương mại với M Thứ tư, kết mơ hình ARDL NARLD cho thấy cán cân thương mại Việt Nam với thị trường nhạy cảm với tỷ giá Nếu mô hình ARDL, kết cho thấy phần lớn ngành phản ứng với tỷ giá theo hướng VND giảm giá lại làm cán cân thương mại ngành xấu Tương tự, mơ hình NARDL ch ra, số ngành 186 có cải thiện cán cân thương mại, số ngành cán cân thương mại xấu VND giảm giá Nhưng mơ hình tổng ch VND giảm giá cán cân thương mại Việt Nam với đối tác M xấu Bởi vậy, thị trường M tỷ giá khơng nên coi cơng cụ s dụng để cải thiện cán cân thương mại Như vậy, kết nghiên cứu ch tỷ giá có tác động đến cán cân thương mại Việt Nam M Nhưng tác động phụ thuộc vào t ng ngành hàng Với kết luận trên, rõ ràng việc s dụng tỷ công cụ thúc đẩy xuất cải thiện cán cân thương mại cho Việt Nam nên cân nh c dựa mục tiêu ưu tiên khác phối hợp sách khác Chẳng hạn mục tiêu lạm phát, nợ nước ngoài, ổn thị thị trường tiền tệ, VND giá có ảnh hưởng tiêu cực đến mục tiêu Đồng quan điểm với nghiên cứu, Phan and Jeong (2015) cho Việt Nam nên s dụng biện pháp tái cấu kinh tế để cải thiện cán cân thương mại việc s dụng công cụ tỷ giá (phá giá đồng tiền) Bên cạnh đó, Davies and Green (2010) c ng cho kinh tế phát triển chuyển đổi giá nhập thay đổi (tăng lên) tác động giảm giá tiền tệ nhanh chóng truyền dẫn vào giá nội địa điều dẫn đến ảnh hưởng không mong muốn tỷ giá đến cán cân thương mại cho nước Biến thu nhập Việt Nam có ảnh hưởng tích cực đến cán cân thương mại, nghiên cứu khuyến nghị Việt Nam nên s dụng công cụ ch nh sách tài khóa s dụng sách tiền tệ (tỷ giá) việc cải thiện cán cân thương mại TÀI LIỆU THAM KHẢO Arize, A (1987) "The supply and demand for imports and exports in a simultaneous model." Applied economics 19(9): 1233-1247 Arize, A C (1994) "Cointegration test of a long-run relation between the real effective exchange rate and the trade balance." International Economic Journal 8(3): 1-9 Baek, J (2013) "Does the exchange rate matter to bilateral trade between Korea and Japan? Evidence from commodity trade data." Economic Modelling 30: 856-862 Bahmani-Oskooee, M (1985) "Devaluation and the J-curve: some evidence from LDCs." The review of Economics and Statistics: 500-504 Bahmani-Oskooee, M (1991) "Is there a long-run relation between the trade balance and the real effective exchange rate of LDCs?" Economics letters 36(4): 403-407 Bahmani-Oskooee, M and Z Ardalani (2006) "Exchange Rate Sensitivity of U.S Trade Flows: Evidence from Industry Data." Southern Economic Journal 72(3): 542 Bahmani-Oskooee, M and J Baek (2016) "Do exchange rate changes have symmetric or asymmetric effects on the trade balance? Evidence from US–Korea commodity trade." Journal of Asian Economics 45: 15-30 Bahmani-Oskooee, M and T J Brooks (1999) "Bilateral J-curve between US and her trading partners." Weltwirtschaftliches Archiv 135(1): 156-165 187 Bahmani-Oskooee, M and H Fariditavana (2015) "Nonlinear ARDL approach, asymmetric effects and the J-curve." Journal of Economic Studies 42(3): 519-530 Bahmani-Oskooee, M and H Fariditavana (2016) "Nonlinear ARDL approach and the J-curve phenomenon." Open Economies Review 27(1): 51-70 Bahmani-Oskooee, M and T Kantipong (2001) "Bilateral J-curve between Thailand and her trading partners." Journal of Economic Development 26(2): 107-118 Banerjee, A., et al (1998) "Error‐ correction mechanism tests for cointegration in a single‐ equation framework." Journal of time series analysis 19(3): 267-283 Bui, D H., et al (2017) "Is Vietnam's exchange rate overvalued?" Journal of the Asia Pacific Economy 22(3): 357-371 Davies, H and D Green (2010) Banking on the future: the fall and rise of central banking, Princeton University Press Delatte, A.-L and A López-Villavicencio (2012) "Asymmetric exchange rate passthrough: Evidence from major countries." Journal of Macroeconomics 34(3): 833-844 Demirden, T and I Pastine (1995) "Flexible exchange rates and the J-curve: An alternative approach." Economics Letters 48(3): 373-377 Felmingham, B S and S Divisekera (1986) "The response of Australia's trade balance under different exchange rate regimes." Australian Economic Papers 25(46): 33-46 Halicioglu, F (2007) "The J-curve dynamics of Turkish bilateral trade: a cointegration approach." Journal of Economic Studies 34(2): 103-119 Himarios, D (1989) "Do devaluations improve the trade balance? The evidence revisited." Economic inquiry 27(1): 143-168 Houthakker, H S and S P Magee (1969) "Income and price elasticities in world trade." The Review of Economics and Statistics: 111-125 Junz, H B and R R Rhomberg (1973) "Price competitiveness in export trade among industrial countries." The American Economic Review 63(2): 412-418 Khan, M S (1974) "Import and export demand in developing countries." Staff Papers 21(3): 678-693 Laffer, A B (1977) "Exchange rates, the terms of trade, and the trade balance." Effects of exchange rate adjustments Magee, S P (1973) "Currency contracts, pass-through, and devaluation." Brookings Papers on Economic Activity 1973(1): 303-325 Pesaran, M H., et al (2001) "Bounds testing approaches to the analysis of level relationships." Journal of applied econometrics 16(3): 289-326 Phan, T H and J Y Jeong (2015) "Vietnam Trade Balance and Exchange Rate: Evidence from Panel Data Analysis." Journal of Applied Economics & Business Research 5(4) Phan Thanh Thanh (2018) "Tác động tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại Việt Nam nay." Tạp chí Tài 188 Rose, A K and J L Yellen (1989) "Is there a J-curve?" Journal of Monetary economics 24(1): 53-68 Rosensweig, J A and P D Koch (1988) "The US dollar and the" delayed J-curve."." Economic Review(Jul): 2-15 Shin, Y., et al (2014) Modelling asymmetric cointegration and dynamic multipliers in a nonlinear ARDL framework Festschrift in Honor of Peter Schmidt, Springer: 281-314 Verheyen, F (2013) "Interest rate pass-through in the EMU–new evidence using the nonlinear ARDL framework." Economics Bulletin 33(1): 729-739 V Quốc Huy (2013) Tỷ giá hối đoái giai đoạn 2000-2011: Mức độ sai lệch tác động xuất khẩu, Nhà xuất tri thức trẻ PHỤ LỤC Bảng 3: Phân ngành the HS (21 ngành) Mã Sản phẩm Tên sản phẩm SC01 Động vật sống; sản phẩm t động vật SC02 Các sản phẩm thực vật Chất béo dầu có nguồn gốc t động vật thực vật sản phẩm tách SC03 t chúng; chất béo ăn chế biến; loại sáp động vật thực vật Thực phẩm chế biến; đồ uống, rượu mạnh giấm; thuốc loại SC04 nguyên liệu thay thuốc chế biến SC05 Khoáng sản SC06 Sản phẩm ngành cễng nghiệp hoá chất ngành cễng nghiệp liấn quan SC07 Plastic sản phẩm plastic; cao su sản phẩm cao su Da sống, da thuộc, da lông sản phẩm t da; yên cương đồ yên SC08 cương; hàng du lịch, túi xách tay loại đồ chứa Gỗ mặt hàng gỗ; than t gỗ; lie sản phẩm lie; sản SC09 phẩm t rơm, c giấy vật liệu tết bện khác; Bột giấy t gỗ t nguyên liệu xơ sợi xenlulo khác; giấy loại bèa SC10 loại thu hồi (phế liệu vụn th a); giấy bèa sản SC11 Nguyấn liệu dệt sản phẩm dệt Giày, dép, m vật đội đầu khác, ơ, dù, ba toong, gậy tay cầm chuyển thành ghế, roi gậy điều khiển, roi điều khiển súc vật thồ kéo phận loại hàng trên; lông v chế biến sản phẩm làm t lông v SC12 chế biến; hoa nhân tạo; sản phẩm làm t tóc người Sản phẩm đá, thạch cao, xi măng, amiăng, mica vật liệu tương SC13 tự; đồ gốm; thuỷ tinh sản phẩm thuỷ tinh SC14 Ngọc trai tự nhiên nuôi cấy, đá qu đá bán qu , kim loại quý, kim 189 loại dát phủ kim loại qu , sản phẩm chúng; đồ trang sức làm chất liệu khác; tiền kim loại SC15 Kim loai sản phẩm kim loại Máy trang thiết bị kh ; thiết bị điện; phận chúng; thiết bị ghi tái tạo âm thanh, thiết bị ghi tái tạo hènh ảnh, Âm truyền hènh SC16 phận phụ kiện thiết bị trấn SC17 Xe cộ, phương tiện bay, tàu thuyền thiết bị vận tải liấn hợp Dụng cụ, thiết bị máy quang học, nhiếp ảnh, điện ảnh, đo lường, kiểm tra, xác, y tế phẫu thuật; đồng hồ thời gian đồng hồ cá nhân; nhạc SC18 cụ; phận phụ kiện chúng SC19 V kh đạn; phận phụ kiện chúng SC20 Các mặt hàng khác SC21 Các tác phẩm nghệ thuật, đồ sưu tầm đồ cổ Bảng 4: Kết kiểm định đường bao kiểm định chẩn đốn mơ hình ARDL Sản phẩm F ECM(t-1) LM RESET HSK test CUSUM CUSUMSQ R2 Mỹ sc01 8.43*** -0.3969*** 2.51 0.67 1.64 S S 0.23 sc02 8.74*** -0.6490*** 2.22 0.17 0.02 US S 0.42 -0.3175*** 2.57 2.70 2.75 S S 0.23 sc05 31.63*** -1.0408*** 2.82 3.79** 6.25*** S S 0.53 sc06 26.68*** -0.9539*** 3.08 1.24 2.06 S S 0.49 -0.3276*** 7.71 1.53 0.45 US S 0.15 sc08 10.96*** -0.7398*** 2.74 0.25 0.77 S S 0.53 sc09 21.14*** -0.8826*** 1.43 4.53*** 1.32 US S 0.51 sc10 17.25*** -0.7378*** 3.90 3.08** 0.00 S S 0.47 sc11 9.15*** -0.5029*** 0.83 0.83 0.62 S S 0.36 sc04 sc07 5.09** 4.96** sc12 2.60 -0.2998*** 2.31 0.69 0.19 S S 0.47 sc13 1.24 -0.2277** 3.67 2.72** 4.98** S S 0.40 sc14 8.04*** -0.5508*** 7.95 0.66 0.40 S S 0.44 sc15 5.66*** -0.4592*** 10.47** 2.44 1.79 S S 0.30 sc16 5.55** -0.2844*** 3.78 0.34 1.62 S S 0.35 sc17 2.68 -0.2431** 5.74 0.96 0.44 S US 0.33 sc18 9.16*** -0.7510*** 1.01 0.72 2.87 S S 0.48 sc20 5.94*** -0.5146*** 1.09 3.98*** 2.47 S S 0.44 sc21 4.22* -0.5083*** 4.45 2.12 3.42* S US 0.42 Total 7.77*** -0.4067*** 3.13 0.12 1.52 S US 0.21 Ghi chú:*,**,*** hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê mức tương ứng 1%, 5%, 10% 190 Bảng 5: Kết kiểm định đường bao kiểm định chẩn đốn mơ hình NARDL Sản phẩm F ECM(t-1) LM RESET HSK test Wald_l Wald_s CUSUM CUSUMSQ R2 S S 0.2469 Mỹ sc01 5.99*** -0.426*** 1.83 0.32 4.15** 1.76 sc02 8.19*** -0.676*** 5.31 0.23 0.09 2.47 2.35 US S 0.4329 sc04 5.86*** -0.388*** 3.32 2.34* 4.29** 1.28 1.13 S S 0.228 sc05 27.51*** -1.096*** 3.24 2.87** 7.87*** 4.38** 4.59** S S 0.5669 sc06 23.01*** -1.001*** 2.48 1.58 2.00 2.36 5.44** S S 0.5186 sc07 3.52* -0.254*** 6.11 0.29 0.62 0.55 3.64* US S 0.1758 sc08 8.34*** -0.667*** 1.31 0.38 1.73 0.01 4.23** S S 0.5166 sc09 16.99*** -0.892*** 2.34 4.23*** 1.40 0.67 0.66 US S 0.5153 sc10 4.50** -0.586*** 5.42 0.66 0.01 4.90** 0.83 S S 0.6085 sc11 10.00*** -0.523*** 0.55 4.95*** 3.13* 1.86 S S 0.3931 sc12 2.15 -0.299*** 1.88 0.34 0.05 0.16 0.11 S S 0.4657 sc13 3.64* -0.488*** 3.56 1.50 7.85*** 3.13* 2.67 S S 0.417 sc14 7.26*** -0.566*** 4.65 0.79 0.01 0.49 S S 0.4638 sc15 4.46*** -0.584*** 10.37** 2.07 1.74 0.00 S S 0.3036 sc16 4.00* -0.229*** 6.50 0.65 1.35 2.12 7.75*** S S 0.4916 sc17 5.63*** -0.596*** 8.94* 1.39 6.94*** 10.66*** 7.21*** S US 0.4917 sc18 24.26*** -1.01716 3.75 0.30 3.44* 18.38*** 16.3*** S US 0.5232 sc20 4.67** -0.555*** 6.45 4.48** 0.88 0.09 4.65** S S 0.5374 4.94** 0.4377*** 5.45 0.93 2.12 0.58 0.57 S US 0.4364 8.70*** -0.498*** 2.24 2.59 0.02 3.33* 0.77 S US 0.2333 sc21 Total 3.043** 9.03** 4.98** 0.07 Ghi chú:*,**,*** hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê mức tương ứng 1%, 5%, 10% Đối với kiểm định biên (bound test) giá trị thống kê F lớn 3,77 (10%) 4,35 (5%); 5,61 (1%) bác bỏ giả thiết H0, hay tồn quan hệ dài hạn biến 191 Bảng 6: Kết hệ số ngắn hạn mơ hình ARDL Mã Sản phẩm D.lrer LD.lrer L2D.lre L3D.lre r r L4D.lrer L5D.lrer Obser- Constant vations R-squared Mỹ SC01 -1.35*** (0.42) 15.82*** (5.90) 119 0.23 SC02 4.47*** (1.09) -47.50*** (14.76) 116 0.42 SC04 0.17 (0.50) -7.10 (7.27) 118 0.23 SC05 1.93 (3.80) 24.56 (53.97) 119 0.53 SC06 -0.47 (1.98) -33.34*** (8.48) 118 0.49 SC07 -0.04 (0.37) -0.07 (5.34) 119 0.15 SC08 -0.40 (1.92) 49.59*** (14.76) 114 0.53 SC09 -0.15 (0.46) -9.16 (7.32) 114 0.51 SC10 3.45* (2.05) -3.33 (8.61) 117 0.47 SC11 2.66 (2.26) 19.92* (11.69) 115 0.36 SC12 -2.41* (1.27) 15.53** (7.41) 115 0.47 SC13 0.48 (0.77) -1.55 (10.34) 117 0.40 SC14 12.13** (4.95) -29.03 (20.50) 117 0.44 SC15 -1.37 (4.98) -9.80 (20.58) 117 0.30 SC16 -2.67* (1.52) 1.28 (1.49) 4.39*** (1.41) 5.19*** (1.44) 5.93 (6.81) 116 0.35 SC17 -8.03 (5.00) -7.88* (4.73) -8.01* (4.66) -6.90 (4.57) -9.90 (26.45) 116 0.33 SC18 -0.91* (0.50) -1.39 (6.69) 118 0.48 SC20 -0.58 (0.73) 8.47 (10.79) 117 0.44 SC21 -0.47 (1.12) -2.95 (16.77) 115 0.42 SCtotal -0.35 (0.28) 2.02 (3.90) 119 0.21 -4.38** 3.80* 3.49* 0.62 (1.87) (1.96) (1.92) (1.19) -0.80 (1.22) 0.77 (1.19) -3.37*** (1.15) Ghi chú:*,**,*** hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê mức tương ứng 1%, 5%, 10% Số ngoặc giá trị sai số chuẩn ước lượng hệ số 192 Bảng 7: Hệ số ước lượng ngắn hạn mơ hình NARDL (Hệ số biến POS) Mã sản phẩm POS Mỹ VARIABLES SC01 SC02 SC04 SC05 SC06 SC07 SC08 SC09 SC10 SC11 SC12 SC13 SC15 SC16 SC17 SC18 SC20 SC21 SCtotal D.lrer_p -6.5721** (3.18) 2.98 (1.84) -0.9656 (1.21) 21.7359 (29.35) 1.1895 (1.18) -5.4727* (2.86) 4.1296 (3.74) 0.3572 (0.77) 5.9346 (3.79) 10.7769** (4.22) -4.9119* (2.49) -0.9807 (1.51) -0.4313 (3.10) -0.3434 (3.07) -13.29*** (4.78) 2.1974** (0.99) 2.7794 (5.25) -1.2493 (2.073) -1.3492** (0.66) LD.lrer_p L2D.lrer_p L3D.lrer_p L4D.lrer_p L5D.lrer_p 62.11** (29.6) 1.54 (3.92) -3.6432 (3.92) 4.8151 (3.8908) -9.9158** (3.90) 2.01 (2.59) 1.7194 (2.50) 3.5219 (2.5577) -5.4394** (2.55) 5.87* (3.49) 6.3161* (3.54) 4.8603 (3.4150) 8.3052** (3.32) -16.36*** (5.72) -9.7415** (3.99) 7.0811** (3.35) Ghi chú:*,**,*** hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê mức tương ứng 1%, 5%, 10% Số ngoặc giá trị sai số chuẩn ước lượng hệ số 193 Bảng 8: Hệ số ước lượng ngắn hạn mơ hình NARDL (Hệ số biến NEG) Mã sản phẩm LAG NEG D.lrer_p SC01 -1.0148* (0.5231) SC02 4.79*** (1.19) SC04 -0.1222 (0.5894) SC05 -3.8287 (4.8483) SC06 -1.9511 (2.6119) SC07 0.0017 (0.4626) SC08 -4.06*** (1.0280) SC09 -0.0444 (0.4773) SC10 -0.8996 (0.8644) SC11 -1.8628** (0.7366) SC12 -1.0257* (0.5715) SC13 0.7203 (0.7932) SC15 0.3390 SC16 LD.lrer_p L2D.lrer_p L3D.lrer_p L4D.lrer_p -5.9776** (2.5413) (6.7370) 1.7977 (6.4169) -3.6101 (2.5548) 0.7162 (2.5029) 4.3720* (2.51) 8.3429*** (2.50) -3.4342 (2.59) SC17 -11.7457 (7.1227) -8.0204 (6.6453) -5.0274 (6.81) -10.0834 (6.75) -14.2244** (6.83) SC18 -0.4736 (0.4861) SC20 -3.3639 (4.0017) 10.33*** (3.5612) -7.4925** (3.58) 9.5877*** (3.39) SC21 -0.3161 (1.1859) SCtotal -0.6584* (0.3332) L5D.lrer_p -10.3545 (6.69) Ghi chú:*,**,*** hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê mức tương ứng 1%, 5%, 10% Số ngoặc giá trị sai số chuẩn ước lượng hệ số 194 ... ảnh hưởng cán tỷ giá đến cán cân thương mại đối tác lớn Việt Nam, có M Nghiên cứu ch tỷ giá thực tác động tích cực đến cán cân thương mại Việt Nam- M Tuy nhiên, nghiên cứu chưa ch tác động ng... ch tác động tỷ giá đến cán cân thương 177 mại Mặt khác, nghiên cứu dựa giả định ảnh hưởng đối xứng tỷ giá đến cán cân thương mại Do đó, nghiên cứu xem xét ảnh hưởng tỷ giá đến cán cân thương mại. .. Biểu đồ cho thấy cán cân thương mại biến động giai đoạn 200 5-2 017 Mặc d cán cân thương mại biến động giai đoạn trước 2009, cán cân thương mại có xu hướng tăng lên giai đoạn 2009-nay Bởi vậy, Hình