Kết quả nghiên cứu của đề tài sẽ mang lại những ý nghĩa thực tiễn cho việc thực hiện chính sách tỷ giá hối đoái tại Việt Nam, giúp cho các nhà hoạch định chính sách Việt Nam có cái nhìn cụ thể về những tác động của tỷ giá đoái lên cán cân thương mại Việt Nam, thông qua việc nghiên cứu tác động của tỷ giá thực song phương của các mặt hàng xuất nhập khẩu cơ bản của Việt Nam với đối tác thương mại lớn – Mỹ, từ đó góp phần đưa ra những chính tỷ giá phù hợp hơn.
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH HUỲNH THỊ BÉ TƯ NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH HUỲNH THỊ BÉ TƯ NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ TP Hồ Chí Minh – Năm 2019 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đề tài “Nghiên cứu tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại Việt Nam” kết trình tự nghiên cứu cá nhân tôi, thực hướng dẫn khoa học GS.TS Trần Ngọc Thơ Các số liệu kết nghiên cứu trình bày luận văn trung thực chưa công bố nghiên cứu khác Tôi xin chịu trách nhiệm kết nghiên cứu TP Hồ Chí Minh, tháng 03 năm 2019 Học viên Huỳnh Thị Bé Tư MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục chữ viết tắt Tóm tắt - Abstract CHƯƠNG 1: PHẦN MỞ ĐẦU 1.1 Lý chọn đề tài: 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu: 1.2.1.Mục tiêu nghiên cứu: 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu: 1.3 Đối tượng, phạm vi nghiên cứu: 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu: 1.3.2.Phạm vi nghiên cứu: 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa thực tiễn đề tài CHƯƠNG PHẦN NỘI DUNG 2.1 Tổng quan lý thuyết 2.1.1 Mối quan hệ tỷ giá hối đoái cán cân thương mại 2.1.1.1 Lý thuyết đường cong J 2.1.1.2 Điều kiện Marshall – Lerner 2.1.2 Tổng quan nghiên cứu trước 2.1.2.1 Tổng quan mơ hình nghiên cứu giới 2.1.2.2 Tổng quan mơ hình nghiên cứu Việt Nam 11 2.1.3 Phương pháp nghiên cứu 13 2.1.3.1 Dữ liệu nghiên cứu 13 2.1.3.2 Mô hình nghiên cứu 17 2.1.3.3 Phương pháp nghiên cứu 18 2.2 Ước lượng tác động tỷ giá hối đoái thực song phương lên mặt hàng xuất nhập Việt Nam với đối tác Mỹ 19 2.2.1 Kiểm định tính dừng ADF (Bảng 2.1) 19 2.2.2 Kiểm định Bounds Test (Bảng 2.2) 21 2.2.3 Ước lượng hệ số ngắn hạn dài hạn mơ hình ARDL: 22 2.2.4 Kiểm định tính ổn định hệ số hồi quy 25 2.3 Đề xuất, dự báo 25 CHƯƠNG 3: KẾT LUẬN 26 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Tên viết tắt (Tên đầy đủ) Giải thích ECM (Error-correction Model) Mơ hình hiệu chỉnh sai số ARDL (Autoregressive Distributed Lag) Phương pháp phân phối trễ tự hồi quy GDP (Gross Domestic Product) Tổng sản phẩm quốc dân OLS (Ordinary Least Squares) Phương pháp bình phương nhỏ VAR (Vector Autoregression) Mơ hình vectơ tự hồi quy VECM (Vector Error-correction Model) Mơ hình vectơ sai số hiệu chỉnh TÓM TẮT Trong thời gian qua, với hội nhập ngày sâu rộng với quốc gia giới, kinh tế Việt Nam ngày phát triển, cán cân thương mại ngày cải thiện Tuy nhiên, để trì điều này, Việt Nam cần phải có sách phù hợp, sách tỷ giá hối đối sách quan trọng Để đánh giá tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại Việt Nam nào, tác giả lựa chọn mơ hình ECM dựa phương pháp ARDL nghiên cứu phát triển Peseran cộng (2001) để đo lường mức độ tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại Việt Nam ngắn hạn dài hạn Luận văn theo hướng mới, thay sử dụng tỷ giá thực đa phương, cán cân thương mại tổng thu nhập quốc dân quốc gia đối tác thương mại Việt Nam theo quý để làm liệu nghiên cứu, viết tác giả sử dụng tỷ giá thực song phương, cán cân thương mại hàng hóa số cơng nghiệp theo tháng Việt Nam đối tác thương mại lớn (Mỹ) để nghiên cứu Kết có tác động tỷ giá hối đối thực lên cán cân thương mại loại hàng hoá, nhiên tác động mặt hàng khác Nghiên cứu cho thấy không tồn mơ hình tỷ giá hối đối khơng hồn tồn ủng hộ hiệu ứng đường cong J Do đó, nghiên cứu thực thi sách tỷ giá phủ cần xem xét đến nhiều yếu tố cần cân nhắc việc phá giá đồng nội tệ ABSTRACT In the past time, along with the increasingly deep integration with countries around the world, Vietnam's economy has been growing, the trade balance has been improved However, in order to maintain this, Vietnam needs to have appropriate policies, in which exchange rate policy is one of the important policies How to assess the impact of exchange rates on the trade balance in Vietnam, the author selected the ECM model based on ARDL method developed by Peseran et al (2001) to measure the impact of the exchange rate on Vietnam's trade balance in the short and long term The thesis has gone in a new direction, instead of using the real multilateral exchange rate, the trade balance and the gross national income of each country as Vietnam's trading partner by quarter to make research data, in this article, the author used the bilateral real exchange rate, the trade balance of each commodity and the monthly industrial index of Vietnam and the major trading partner (USA) to study The results show that there is a real exchange rate impact on the trade balance of each type of goods, but this effect is different for each item Research shows that there is no single exchange rate model, nor does it fully support the J curve effect Therefore, when studying the implementation of the government exchange rate policy, many factors need to be considered and need to consider devaluation of the domestic currency CHƯƠNG 1: PHẦN MỞ ĐẦU 1 Lý chọn đề tài: Việt Nam – đất nước chuyển mạnh mẽ, từ quốc gia xuất dầu thô, cà phê giày dép quốc gia thu hút nhiều công ty lớn giới đầu tư vào, nhiều mặt hàng xuất Việt Nam có mặt thị trường giới Trong năm 2018, GDP Việt Nam đạt mức tăng trưởng 7,08% Sự tăng trưởng có nhờ nhiều yếu tố, sách tỷ giá yếu tố Như biết, tỷ giá hối đoái nhân tố quan trọng quốc gia ảnh hưởng đến giá tương đối hàng hóa sản xuất nước với hàng hóa thị trường quốc tế Khi tỷ giá đồng tiền quốc gia tăng lên giá hàng hóa nhập trở nên rẻ giá hàng xuất lại trở nên đắt đỏ người nước ngồi Vì việc tỷ giá đồng nội tệ tăng lên hay giảm xuống làm ảnh hưởng đến xuất nhập gây tác động đến cán cân thương mại Vì việc thực sách tỷ giá hối đối cho phù hợp để khơng bị thâm hụt thương mại, góp phần tăng trưởng kinh tế đất nước vô cần thiết Theo số liệu báo cáo Tổng Cục Thống kê Việt Nam, giai đoạn từ năm 2008 – 2010, Việt Nam bị thâm hụt thương mại, đặc biệt năm 2008 thâm hụt lên đến 18,028 tỷ USD; giai đoạn từ năm 2011 - 2015, Việt Nam vừa có thâm hụt, vừa có thặng dư thương mại, riêng năm 2011 thâm hụt thương mại 9,844 tỷ USD; giai đoạn từ năm 2016 - 2018 Việt Nam đạt thặng dư thương mại, đặc biệt năm 2018 thặng dư thương mại đạt 6,7 tỷ USD Điều cho thấy, cán cân thương mại Việt Nam thời gian gần cải thiện đáng kể Việc cải thiện cán cân thương mại có phải ngun nhân thời gian vừa qua Việt Nam thực sách phá giá đồng nội tệ, hay nhiều yếu tố khác tác động đến? Một số nghiên cứu rằng, việc phá giá đồng nội tệ tác động tiêu cực đến cán cân thương mại thời gian ngắn, dài hạn có tác động tích cực Tuy nhiên, số nghiên cứu khơng đồng tình với quan điểm Để làm rõ vấn đề này, tác giả chọn đề tài: “Nghiên cứu tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại Việt Nam” Nghiên cứu tng t cỏc nghiờn cu ca Burỗak Mỹge TUNAER VURAL (2016), xem xét tác động tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu: 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu: Tìm hiểu tác động tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại Việt Nam 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu: Tỷ giá hối đoái tác động đến cán cân thương mại Việt Nam? Tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại loại mặt hàng xuất nhập Việt Nam với đối tác thương mại cụ thể nào? 1.3 Đối tượng, phạm vi nghiên cứu: 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu: Nghiên cứu tỷ giá hối đoái cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn từ năm 2011 đến tháng 01 năm 2018 Trong đó, tập trung nghiên cứu tác động tỷ giá thực song phương lên cán cân thương mại 10 loại mặt hàng xuất nhập Việt Nam với đối tác Mỹ từ năm 2011 đến 2018 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu: - Phạm vi không gian: Nghiên cứu tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại Việt Nam cách thông qua việc lựa chọn nghiên cứu tác động tỷ giá hối đoái Việt Nam với đối tác thương mại lớn (cụ thể Mỹ - đối tác thương mại lớn thứ Việt Nam nay) Cụ thể, tác giả nghiên cứu tác động tỷ giá hối đoái thực song phương Việt Nam lên cán cân thương mại 10 loại hàng hóa xuất nhập Việt Nam với đối tác Mỹ - Phạm vi thời gian: Từ tháng 01 năm 2011 đến tháng 01 năm 2018 13 Nghiên cứu Trần Thị Thu Trâm, Ngô Thị Minh Ngọc, Phạm Hoàng Linh (2017) xem xét tác động tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại song phương Việt Nam EU việc sử dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM mơ hình đồng liên kết Kết nghiên cứu tỷ giá hối đoái thực cán cân thương mại có mối quan hệ chiều Điều có nghĩa tỷ giá tăng hay đồng Việt Nam giảm giá cán cân thương mại cải thiện Tổng quan hầu hết cơng trình nghiên cứu cho thấy, điều kiện yếu tố khác không đổi, việc giảm giá hay tăng giá đồng nội tệ có tác động đến cán cân thương mại Tuy nhiêu, mức độ tác động tác động không giống 2.1.3 Phương pháp nghiên cứu 2.1.3.1 Dữ liệu nghiên cứu Hầu hết nghiên cứu trước đây, tác giả nghiên cứu tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại thường nghiên cứu dựa tỷ giá thực đa phương (REER) tác động lên cán cân thương mại quốc gia nghiên cứu với tất đối tác thương mại Số liệu sử dụng thường thu thập theo quý Trong nghiên cứu này, tác giả theo hướng nghiên cứu tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại mặt hàng cụ thể dựa nghiên cứu tác động tỷ giá thực song phương (RER) lên cán cân thương mại hàng hóa cụ thể với đối tác thương mại lớn Việt Nam Cụ thể, nghiên cứu tác giả lựa chọn Mỹ với lý Mỹ quốc gia dẫn đầu kim ngạch xuất Việt Nam đối tác thương mại lớn thứ 3, sau Trung Quốc Hàn Quốc Năm 2018, tổng giá trị hàng xuất Việt Nam sang Mỹ 47,5 tỷ USD, đạt 19,5% tổng số hàng xuất nước; tổng kim ngạch hàng xuất nhập Việt Nam với Mỹ đạt 60,3 tỷ USD đạt 12,6% tổng số kim ngạch xuất Việt Nam) (Nguồn: Tổng Cục Thống kê) 14 Tác giả sử dụng liệu thu thập theo tháng từ tháng 01 năm 2011 đến tháng 01 năm 2018 từ báo cáo Tổng Cục Thống Kê Việt Nam, Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam, Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF) Cụ thể số liệu giá trị xuất, nhập theo mặt hàng Việt Nam với đối tác Mỹ; tỷ giá hối đoái; số giá tiêu dùng (CPI) Việt Nam Mỹ để tính tỷ giá thực song phương; số công nghiệp (IIP) Việt Nam Mỹ Thực thu thập liệu thứ cấp tiến hành tổng hợp, thống kê xử lý số liệu Tác giả sử dụng Excel để hỗ trợ việc chọn lọc 10 loại hàng hóa có giá trị xuất nhập với Mỹ cao để đưa vào nghiên cứu Cụ thể sau: Gỗ sản phẩm gỗ Máy vi tính linh kiện Hải sản Máy móc, thiết bị, dụng cụ, phụ tùng khác Phương tiện vận tải phụ tùng Sản phẩm từ chất dẻo Sản phẩm từ sắt thép Đá quý, kim loại quý sản phẩm Hàng rau 10 Cao su Để có đủ sở nghiên cứu kiểm định tính dừng tác giả lựa chọn thời gian nghiên cứu từ năm 2011 (đây năm bắt đầu thập kỷ mới) đến năm 2018, thu thập liệu theo tháng với 850 quan sát Bảng 2.1 Tổng hợp số liệu nghiên cứu Time(t) IIP_VN IIP_US RER A B C D E F G H I J 2011M1 4,69 4,62 9,79 2,58 1,32 5,51 (0,42) 1,48 1,45 1,11 1,93 (1,24) 1,65 2011M2 4,67 4,62 9,84 2,01 1,44 6,50 (0,51) 1,22 0,94 0,18 1,97 0,30 1,39 2011M3 4,71 4,63 9,85 2,12 1,38 4,17 (0,64) 1,71 1,22 0,65 1,98 0,67 0,24 2011M4 4,71 4,62 9,82 2,26 1,42 2,88 (0,02) 1,87 1,01 1,33 1,72 0,88 (0,45) 2011M5 4,72 4,63 9,80 2,11 1,59 5,07 (0,55) 1,07 0,98 1,26 1,63 0,46 0,09 2011M6 4,71 4,63 9,79 2,12 1,21 3,99 (0,17) 1,55 1,17 1,22 0,95 (0,20) 1,23 2011M7 4,73 4,64 9,78 2,18 0,93 5,05 (0,12) 3,19 1,30 1,60 1,62 (0,42) 0,56 15 Time(t) IIP_VN IIP_US RER A B C D E F G H I J 2011M8 4,76 4,64 9,77 2,26 0,57 4,88 (0,23) 1,95 1,02 2,07 0,86 0,09 0,99 2011M9 4,71 4,64 9,76 2,34 0,42 4,68 (0,28) 1,95 0,78 1,40 0,88 (0,45) 2,01 2011M10 4,76 4,65 9,76 2,28 0,42 4,83 (0,58) 3,07 0,97 1,15 1,54 (0,37) 1,93 2011M11 4,76 4,65 9,76 2,34 0,75 3,53 (0,35) 1,90 0,90 1,42 0,89 (0,47) 2,00 2011M12 4,76 4,65 9,75 2,35 (1,14) 4,57 (0,41) 2,50 1,23 1,11 2,35 (0,64) 1,31 2012M1 4,66 4,66 9,75 2,60 (0,45) 4,70 (0,11) 1,62 1,20 1,81 1,12 (0,75) 1,39 2012M2 4,86 4,66 9,74 1,82 (0,32) 3,47 0,06 3,07 1,04 2,02 (0,63) 0,11 1,63 2012M3 4,78 4,66 9,75 2,16 (0,05) 3,36 0,25 1,00 1,17 1,57 1,79 0,03 0,54 2012M4 4,78 4,66 9,75 2,21 0,06 2,61 0,50 2,29 1,34 1,29 1,20 0,83 (0,22) 2012M5 4,78 4,67 9,75 1,93 (0,40) 2,66 0,28 2,81 1,39 1,68 2,13 0,58 1,23 2012M6 4,79 4,67 9,75 2,19 (0,27) 3,25 0,57 2,41 1,48 1,60 1,75 0,23 0,66 2012M7 4,79 4,67 9,75 2,22 (0,26) 3,28 0,03 3,63 1,25 1,72 0,94 (0,31) 0,95 2012M8 4,81 4,67 9,75 2,27 (0,16) 4,31 0,44 2,29 1,39 1,97 0,34 (0,02) 1,20 2012M9 4,80 4,67 9,73 2,19 (0,33) 3,69 0,34 2,67 1,41 1,99 2,30 (0,04) 1,78 2012M10 4,80 4,67 9,72 2,31 0,34 3,73 0,23 2,76 1,60 2,16 1,04 0,03 1,72 2012M11 4,81 4,67 9,71 2,40 0,27 4,33 0,19 2,75 1,31 2,27 1,35 (0,08) 1,46 2012M12 4,81 4,67 9,71 2,39 0,95 3,10 (0,03) 2,59 1,51 2,00 1,25 (0,36) 1,11 2013M1 4,85 4,68 9,70 2,37 0,66 4,13 0,05 2,04 1,50 2,26 0,60 (0,14) 1,96 2013M2 4,76 4,68 9,69 2,29 0,10 3,48 0,35 2,51 1,25 2,20 1,74 0,56 1,94 2013M3 4,84 4,68 9,70 1,99 0,22 4,99 0,14 2,33 1,27 2,16 0,63 0,61 0,93 2013M4 4,84 4,68 9,70 2,35 1,23 3,76 0,08 2,46 1,50 2,45 1,58 0,56 (0,28) 2013M5 4,85 4,68 9,70 2,10 1,07 3,26 0,18 1,39 1,52 2,48 1,91 0,37 0,91 2013M6 4,85 4,68 9,70 2,22 1,31 2,96 0,53 1,92 0,83 2,10 1,16 0,12 0,77 2013M7 4,85 4,68 9,71 2,17 0,91 5,66 0,25 1,73 1,19 1,62 1,42 (0,33) 1,60 2013M8 4,86 4,69 9,70 2,18 0,76 3,46 0,46 2,00 2,08 1,74 1,81 0,31 0,97 2013M9 4,86 4,69 9,69 2,06 0,93 5,13 0,31 1,51 1,36 0,74 1,01 0,03 2,09 2013M10 4,86 4,69 9,68 2,34 2,83 4,97 0,30 0,81 1,17 1,27 2,70 (0,22) 2,08 2013M11 4,86 4,69 9,68 2,33 1,31 4,78 0,43 1,55 1,29 1,65 2,17 (0,68) 2,04 2013M12 4,88 4,69 9,67 2,20 0,47 4,75 0,09 0,60 1,62 1,27 4,20 (0,78) 1,04 2014M1 4,88 4,69 9,67 2,49 0,79 5,86 0,53 2,43 1,63 1,84 2,99 (0,28) 1,50 2014M2 4,90 4,70 9,67 1,89 0,12 4,37 0,32 1,75 1,24 1,41 1,01 0,28 1,01 2014M3 4,89 4,71 9,68 2,30 0,07 4,57 0,14 1,69 1,68 1,65 1,10 0,58 0,38 2014M4 4,90 4,71 9,67 2,49 0,72 3,94 0,22 1,71 1,25 1,86 1,38 0,24 0,24 2014M5 4,91 4,72 9,68 2,00 0,95 4,57 0,36 3,60 1,36 0,95 1,45 (0,04) 0,61 2014M6 4,91 4,72 9,68 2,20 1,36 3,43 0,54 2,37 1,48 0,47 1,57 0,01 0,49 2014M7 4,92 4,72 9,68 2,12 1,28 3,76 0,54 1,36 1,65 1,50 2,21 (0,75) 0,82 2014M8 4,93 4,72 9,68 2,01 1,15 3,64 0,59 1,71 1,82 1,73 2,42 (0,01) 1,58 2014M9 4,94 4,72 9,67 1,95 0,80 3,94 0,69 1,93 1,46 1,63 2,40 0,27 0,95 2014M10 4,94 4,72 9,67 2,09 1,45 4,28 (0,34) 2,51 1,59 1,29 2,98 0,14 1,73 2014M11 4,96 4,73 9,67 2,17 1,24 4,74 0,59 3,03 1,69 1,39 1,85 (0,30) 0,86 2014M12 4,96 4,72 9,66 2,16 0,91 4,10 0,57 2,11 1,61 1,71 2,03 (0,01) 1,17 16 Time(t) IIP_VN IIP_US RER A B C D E F G H I J 2015M1 5,03 4,72 9,67 2,16 0,92 4,09 0,58 2,11 1,62 1,71 2,05 (0,01) 1,17 2015M2 4,97 4,72 9,68 2,16 0,94 4,09 0,60 2,11 1,63 1,72 2,07 (0,01) 1,17 2015M3 4,98 4,71 9,68 2,15 0,95 4,09 0,62 2,11 1,64 1,72 2,09 (0,01) 1,17 2015M4 4,99 4,71 9,68 2,15 0,96 4,08 0,64 2,11 1,66 1,73 2,10 (0,01) 1,18 2015M5 4,99 4,71 9,70 2,15 0,97 4,08 0,66 2,11 1,67 1,74 2,12 (0,01) 1,18 2015M6 5,01 4,70 9,70 2,15 0,98 4,08 0,68 2,11 1,68 1,74 2,14 (0,01) 1,18 2015M7 5,02 4,71 9,70 2,15 0,99 4,07 0,69 2,11 1,69 1,75 2,16 (0,01) 1,18 2015M8 5,02 4,71 9,70 2,14 1,00 4,07 0,71 2,11 1,70 1,75 2,18 (0,01) 1,18 2015M9 5,03 4,70 9,70 2,14 1,01 4,06 0,73 2,12 1,71 1,76 2,19 (0,00) 1,19 2015M10 5,03 4,70 9,70 2,14 1,02 4,06 0,75 2,12 1,73 1,76 2,21 (0,00) 1,19 2015M11 5,04 4,69 9,70 2,14 1,03 4,06 0,77 2,12 1,74 1,77 2,23 (0,00) 1,19 2015M12 5,04 4,68 9,69 2,14 1,04 4,05 0,79 2,12 1,75 1,77 2,25 (0,00) 1,19 2016M1 5,10 4,70 9,69 2,69 0,33 3,82 0,96 1,78 1,46 1,41 2,40 (0,11) 0,52 2016M2 5,05 4,69 9,69 2,38 (0,06) 4,08 0,43 1,58 1,08 1,46 2,55 0,49 0,86 2016M3 5,05 4,67 9,69 2,22 0,31 4,64 0,78 0,55 1,55 1,58 3,58 0,92 0,39 2016M4 5,07 4,69 9,69 2,55 0,45 4,21 0,87 (0,94) 1,11 1,76 2,59 0,92 (0,01) 2016M5 5,07 4,68 9,69 2,44 0,30 3,67 0,51 1,62 1,30 1,80 3,05 0,27 (0,45) 2016M6 5,08 4,69 9,68 2,43 0,31 4,11 0,54 1,93 1,56 1,87 3,07 (0,36) 0,64 2016M7 5,09 4,69 9,68 2,67 0,51 4,43 0,93 1,73 1,57 2,17 3,74 (0,25) 0,71 2016M8 5,10 4,69 9,68 2,59 0,35 4,00 0,81 2,21 1,44 1,71 2,80 (0,38) 1,43 2016M9 5,10 4,69 9,68 2,75 0,29 4,29 0,98 1,84 1,47 1,91 1,84 (0,46) 0,88 2016M10 5,10 4,69 9,68 2,78 0,45 4,12 0,45 (0,87) 1,22 0,67 3,35 (0,10) 1,18 2016M11 5,10 4,68 9,67 2,53 0,07 3,30 0,66 (0,79) 1,45 1,12 3,23 (0,16) 1,14 2016M12 5,12 4,69 9,68 2,61 (0,24) 3,25 0,76 2,07 1,28 1,69 3,15 (0,13) 1,20 2017M01 5,10 4,69 9,68 2,85 (0,26) 3,24 1,23 1,69 1,52 2,08 2,22 (0,08) 0,71 2017M02 5,19 4,69 9,68 2,18 (0,24) 3,06 1,09 1,98 1,08 1,96 2,49 0,44 1,05 2017M03 5,11 4,69 9,68 2,46 0,04 3,78 1,02 2,07 1,32 1,82 3,24 0,67 (0,44) 2017M04 5,14 4,70 9,69 2,65 0,07 3,33 1,00 1,90 1,30 1,90 2,41 1,23 (0,79) 2017M05 5,15 4,70 9,70 2,39 (0,06) 3,75 0,88 0,64 1,20 1,82 3,29 0,33 0,13 2017M06 5,16 4,70 9,70 2,53 0,16 3,96 0,99 1,89 1,34 2,20 3,29 0,17 1,23 2017M07 5,17 4,70 9,70 2,54 0,41 3,83 0,84 2,37 1,49 1,97 3,20 (0,36) 1,96 2017M08 5,18 4,70 9,69 2,47 0,35 4,18 0,89 2,32 1,46 2,13 3,29 (0,53) 0,93 2017M09 5,22 4,70 9,69 2,55 0,57 3,71 0,92 2,07 1,26 1,78 3,02 (0,37) 0,42 2017M10 5,25 4,71 9,69 2,72 0,49 3,25 0,82 2,14 1,14 2,09 3,22 (0,29) 0,51 2017M11 5,26 4,72 9,69 2,70 0,51 2,55 0,69 2,00 1,29 1,80 3,80 (0,37) 1,02 2017M12 5,22 4,72 9,68 2,66 0,07 2,99 0,53 1,81 1,41 2,20 3,24 (0,30) 0,74 2018M01 5,29 4,72 9,68 2,48 (0,09) 2,99 0,87 1,98 1,22 2,42 3,21 (0,50) 0,77 Nguồn: Tác giả tự tổng hợp tính tốn dựa số liệu thu thập từ Tổng Cục Thống kê Việt Nam, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Quỹ tiền tệ Quốc tế IMF 17 Trong đó: IIP_VN: Chỉ số công nghiệp Việt Nam IIP_US: Chỉ số công nghiệp Mỹ RER: Tỷ giá hối đối thực song phương Việt Nam với Mỹ A: Cán cân thương mại hàng hóa gỗ sản phẩm gỗ Việt Nam với Mỹ B: Cán cân thương mại hàng hóa máy vi tính linh kiện C: Cán cân thương mại hàng hóa hải sản D: Cán cân thương mại hàng hóa máy móc, thiết bị, dụng cụ, phụ tùng khác E: Cán cân thương mại hàng hóa phương tiện vận tải phụ tùng F: Cán cân thương mại sản phẩm từ chất dẻo G: Cán cân thương mại sản phẩm từ sắt thép H: Cán cân thương mại hàng hóa đá quý, kim loại quý sản phẩm I: Cán cân thương mại hàng rau J: Cán cân thương mại hàng hóa cao su Tất số liệu tính giá trị logarit 2.1.3.2 Mơ hình nghiên cứu Tác giả sử dụng mơ hình nghiên cứu dựa sở lý thuyết chắt lọc cơng trình nghiên cứu giới Trong phạm vi luận văn, tác giả xây dựng mô hình dựa theo mơ hình ECM Bahmani-Oskooee Niroomand (1998) nghiên cứu phát triển Peseran cộng (2001) theo phương pháp ARDL; đồng thời tham kho cỏc cụng trỡnh nghiờn cu ca Burỗak Mỹge Tunaer Vura (2016); Akbostanci (2004); Ahmad Zubaidi Baharumshah (2001); Peter Wilson,* Kua Choon Tat (2001); Irina Tochitskaya (2007); Antatape Brahmasrene, Komain Jiranyakul (2002); Lord (2002); Nguyễn Thị Linh (2013); Lê Hoàng Phong cộng (2017) … để đánh giá 18 tác động tỷ giá thực song phương lên cán cân thương mại loại hàng hóa xuất nhập Việt Nam với đối tác Mỹ ngắn hạn dài hạn, cụ thể là: Ln(TB)i,t = α0 + α1Ln(IIPvn)t + α2Ln(IIPus)t + α3Ln(RER)t + εt (1) Trong đó: - (TB)i,t: thước đo cán cân thương mại Việt Nam ngành i đối tác thương mại Mỹ khoảng thời gian t (t tính theo tháng từ tháng năm 2011 tháng 01 năm 2018 xét cho 10 mặt hàng nêu trên) Nó tính tỷ lệ xuất nhập (nhằm thể ngang cán cân thương mại thực tế cán cân thương mại danh nghĩa) - (IIPvn)t, (IIPus)t: số công nghiệp Việt Nam Mỹ thời điểm tháng thứ t - (RER)t: Tỷ giá thực song phương Việt Nam Mỹ thời điểm tháng thứ t (Đơn vị tính: VNĐ/USD) - α0 , α1, α2 , α3 : hệ số hồi quy - εt : sai số ngẫu nhiên Mơ hình ECM viết lại theo phương pháp ARDL sau: ∆Ln(TB)i,t= β + ∑nj=1β1∆Ln(TB)i,t-j + ∑nj=0β2∆Ln(TB)vn,t-j + ∑nj=0 β3∆Ln(TB)us,t-j + ∑nj=1β4∆Ln(RER)t-j + y1ln(TB)t-1 + y2ln(IIPvn)t-1 + y3(IIPus)t-1 + y4RERt-1 + vi,t (2) Trong đó, vi,t sai số nhiễu ngẫu nhiên 2.1.3.3 Phương pháp nghiên cứu Tác giả chọn lọc nhân tố chủ yếu để nghiên cứu, tỷ giá thực song phương Việt Nam Mỹ (RER) số công nghiệp Việt Nam (IIPVN) số công nghiệp Mỹ (IIPUS) 19 Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM dựa phương pháp ARDL nghiên cứu phát triển Peseran cộng (2001) để đo lường mức độ tác động tỷ giá hối đoái thực song phương lên cán cân thương mại loại mặt hàng xuất nhập Việt Nam với đối tác Mỹ ngắn hạn dài hạn, đồng thời kiểm định mơ hình tác động Dữ liệu nghiên cứu tác giả thu thập dãy số liệu theo tháng từ tháng 01 năm 2011 đến tháng 01 năm 2018 Việc sử dụng số liệu theo tháng cho phép tác giả có chuỗi số liệu tương đối lớn để đưa kết có độ tin cậy mặt thống kê 2.2 Ước lượng tác động tỷ giá hối đoái thực song phương lên mặt hàng xuất nhập Việt Nam với đối tác Mỹ - Bước 1: Tác giả thực kiểm định tính dừng chuỗi thời gian biến mô hình thực nghiệm Trong đó, biến phụ thuộc TBi gồm biến A, B, C, D, E, F, G, H, I, J biến độc lập gồm biến IIPvn , IIPus, RER - Bước 2: Tác giả thực kiểm định Bounds test để xem xét mối quan hệ dài hạn tỷ giá cán cân thương mại ngành i Từ đó, xác định mức độ tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại dài hạn - Bước 3: Ước lượng hệ số ngắn hạn mơ hình ECM dài hạn phương pháp ARDL để đo lường mức độ tác động tỷ giá hối đoái thực song phương lên cán cân thương mại mặt hàng xuất nhập Việt Nam với đối tác Mỹ ngắn hạn dài hạn - Bước 4: Kiểm định tính ổn định hệ số hồi quy 2.2.1 Kiểm định tính dừng ADF (Bảng 2.2) Một kiểm định quan trọng mơ hình sử dụng chuỗi thời gian kiểm định tính dừng hay cịn gọi kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) biến Tác giả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị Dickey – Fuller (Augmented Dickey Fuller – gọi tắt kiểm định ADF) cho biến đưa vào mơ 20 hình Kết kiểm định tính dừng biến (Bảng 2.2) cho thấy tất chuỗi số liệu dạng logarit biến B,C, E, G, I, J, RER dừng I(0); biến A, D, F, H, IIPVN, IIPUS dừng sai phân bậc (I(1)) Điều có nghĩa khơng có tượng tương quan chuỗi liệu tuân thủ nguyên tắc thống kê giả định (Kết kiểm định chi tiết xem Phụ lục Phụ lục 2) Bảng 2.2 Kết kiểm định tính dừng ADF chuỗi thời gian biến độc lập biến phụ thuộc Biến ADF I (0) Kết I (0) ADF I (1) Kết I (1) A -1.638085 Không dừng -10.58544* Dừng B -3.430156** Dừng C -4.750281* Dừng D -2.397073 Không dừng -10.67144* Dừng E -6.245527* Dừng F -2.047090 Không dừng -13.23380* Dừng G -4.213119* Dừng H -1.798547 Không dừng -10.25220* Dừng I -5.985744* Dừng J -5.939163* Dừng IIPVN 1.517771 Không dừng -9.877824* Dừng IIPUS -1.837232 Không dừng -10.71392* Dừng 21 Biến ADF I (0) Kết I (0) ADF I (1) Kết I (1) RER -5.858515*** Dừng -9.992824* Dừng *; **; *** mức ý nghĩa 1%; 5%; 10% Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết kiểm định trích xuất từ Eview 2.2.2 Kiểm định Bounds Test (Bảng 2.3) Kiểm định Bounds Test để xem xét mối quan hệ dài hạn tỷ giá cán cân thương mại ngành i Ta có: ∆Ln(TB)i,t= β + ∑nj=1β1∆Ln(TB)i,t-j + ∑nj=0β2∆Ln(TB)vn,t-j + ∑nj=0 β3∆Ln(TB)us,t-j + ∑nj=1β4∆Ln(RER)t-j + y1ln(TB)t-1 + y2ln(IIPvn)t-1 + y3(IIPus)t-1 + y4RERt-1 + vi,t Đặt giả thuyết cho kiểm định mơ sau: - Giả thuyết H0 : y0 = y1 = y2 = y3 = y4 = : Không tồn mối quan hệ đồng liên kết biến mơ hình Hay khơng tồn mối quan hệ dài hạn biến - Giả thuyết H1: y0 ≠ 0, y1 ≠ 0, y2 ≠ 0, y3 ≠ 0, y4 ≠ 0: Tồn mối quan hệ đồng liên kết biến mơ hình Kết kiểm định (Bảng 2.3) cho thấy giá trị thống kê F biến A, B, D, E, F, G, H, I, J lớn giá trị giới hạn mức ý nghĩa 5% (Riêng giá trị thống kê F biến C lớn giá trị giới hạn mức ý nghĩa 10%) Như vậy, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 Điều có nghĩa tồn mối quan hệ đồng liên kết biến, hay nói cách khác tồn mối quan hệ dài hạn biến mơ hình (Kết kiểm định chi tiết xem Phụ lục 3) 22 Bảng 2.3 Kết kiểm định Bound Test Biến Giá trị Giá trị giới hạn đường bao phụ thống (số bậc k=3) thuộc kê F F- 90% 95% 97,5% 99% statistic A B C D E F G H I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) 2.37 3.2 2.79 3.67 3.15 4.08 3.65 4.66 2.37 3.2 2.79 3.67 3.15 4.08 3.65 4.66 2.37 3.2 2.79 3.67 3.15 4.08 3.65 4.66 2.37 3.2 2.79 3.67 3.15 4.08 3.65 4.66 2.37 3.2 2.79 3.67 3.15 4.08 3.65 4.66 2.37 3.2 2.79 3.67 3.15 4.08 3.65 4.66 2.37 3.2 2.79 3.67 3.15 4.08 3.65 4.66 12.17071 2.37 3.2 2.79 3.67 3.15 4.08 3.65 4.66 4.588571 2.37 3.2 2.79 3.67 3.15 4.08 3.65 4.66 2.37 3.2 2.79 3.67 3.15 4.08 3.65 4.66 13.58606 3.700609 3.256789 10.24500 9.295717 6.316887 3.884506 I J 11.27550 Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết kiểm định trích xuất từ Eview 2.2.3 Ước lượng hệ số ngắn hạn dài hạn mơ hình ARDL (Bảng 2.4): Kết ước lượng hệ số ngắn hạn dài hạn (Bảng 2.4) cho thấy: tồn mối quan hệ ngắn hạn dài hạn tỷ giá thực song phương cán cân thương mại Điều có nghĩa có tác động tỷ giá thực song phương lên cán cân thương mại ngắn hạn dài hạn 23 Tuy nhiên, tác động khác mặt hàng; đồng thời có hàng hóa có tác động ngắn hạn dài hạn; có hàng hóa có tác động ngắn hạn, khơng có tác động dài hạn, ngược lại Cụ thể là: - Khi xem xét ngắn hạn nhóm hàng hóa A- Gỗ sản phẩm gỗ, D- Máy móc, thiết bị, dụng cụ, phụ tùng khác ngắn hạn có tác động chiều mức ý nghĩa 1%, có nghĩa tỷ giá tăng (đồng Việt Nam giảm giá) cán cân thương mại tăng Điều ngược với hiệu ứng đường cong J Krugman (1991) Riêng nhóm hàng hóa G- Sản phẩm từ sắt thép ngắn hạn có tác động ngược chiều với cán cân thương mại mức ý nghĩa 10% Điều phù hợp với hiệu ứng đường cong J - Khi xem xét dài hạn có hàng hóa A- Gỗ sản phẩm gỗ, D- Máy móc, thiết bị, dụng cụ, phụ tùng khác, I- Rau có tác động ngược chiều, có nghĩa tỷ giá tăng (đồng Việt Nam giảm giá) dài hạn cán cân thương mại giảm Điều ngược với hiệu ứng đường cong J dài hạn Riêng hàng hóa APhương tiện vận tải phụ tùng có tác động chiều dài hạn phù hợp với hiệu ứng đường cong J (Kết kiểm định chi tiết xem Phụ lục 4) Hàng hoá A-Gỗ sản phẩm gỗ B- Máy vi tính linh kiện C- Hải sản Ngắn hạn Dài hạn Ln(RER)t Ln(RER)t-1 Ln(RER)t-2 Ln(RER)t-3 Ln(RER) -0.184486 3.294057 -3.449608 2.647462* -3.205491*** -1.355301 0.265219 2.806183 -6.490401 D- Máy 1.936556 móc, thiết bị, dụng cụ, phụ tùng khác -0.687645 -0.447267 7.647931* 4.462834 -5.021451*** 24 Hàng hoá Ngắn hạn Ln(RER)t E- Phương tiện vận tải phụ tùng F- Sản phẩm từ chất dẻo G- Sản phẩm từ sắt thép H- Đá quý, kim loại quý sản phẩm Ln(RER)t-1 Dài hạn Ln(RER)t-2 Ln(RER)t-3 Ln(RER) -5.016199 10.366157* -1.554542 -0.175897 - -4.183796 11.423899*** -0.220325 0.839393 I- Rau -4.436715 -3.375169** J- Cao su -1.471312 -1.501137 Bảng 2.4 Kết ước lượng hệ số ngắn hạn dài hạn mơ hình ARDL *; **; *** mức ý nghĩa 1%; 5%; 10% Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết ước lượng trích xuất từ Eview Bảng 2.5 Bảng tổng hợp tác động tỷ giá hối đối thực song phương lên cán cân thương mại mặt hàng Hàng hóa Tác động tỷ giá hối lên cán cân thương mại Ngắn hạn Dài hạn A-Gỗ sản phẩm gỗ Cùng chiều Ngược chiều D- Máy móc, thiết bị, dụng cụ, phụ tùng khác Cùng chiều Ngược chiều E- Phương tiện vận tải phụ tùng G- Sản phẩm từ sắt thép Cùng chiều Ngược chiều 25 Hàng hóa Tác động tỷ giá hối lên cán cân thương mại Ngắn hạn Dài hạn I- Rau Ngược chiều Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết ước lượng trích xuất từ Eview 2.2.4 Kiểm định tính ổn định hệ số hồi quy (Kiểm định Cusum - Cumulative Sum of Recursive Residuals): Tác giả tiến hành kiểm định tổng tích lũy hệ số phần dư Kết kiểm định tính ổn định hệ số hồi quy (Phụ lục 4) cho thấy hầu hết tổng tích lũy hệ số phần dư nằm dãy tiêu chuẩn ứng với mức ý nghĩa 5% (ngoại trừ biến B C) Nên kết luận phần dư mơ hình có tính ổn định mơ hình ổn định 2.3 Đề xuất, dự báo: Kết nghiên cứu cho thấy việc điều chỉnh tỷ giá hối đối Việt Nam có tác động đến cán cân thương mại mặt hàng ngắn hạn dài hạn Tuy nhiên, không tồn mơ hình tỷ giá nhất; đồng thời việc tác động tỷ giá ngành hàng khác Hiện nay, sức cạnh tranh hàng hoá Việt Nam thị trường giới chưa cao, nhiều mặt hàng có tỷ trọng xuất cao nguyên liệu đầu vào chủ yếu nhập từ nước ngồi Do đó, việc phá giá đồng nội tệ giúp cho việc gia tăng giá trị xuất giá hàng hoá Việt Nam rẻ người nước ngồi, làm cho giá trị hàng nhập tăng lên nhà nhập phải trả thêm lượng tiền để bù vào phần chênh lệch tỷ giá; đặc biệt mặt hàng phải nhập nguyên vật liệu, linh kiện, phụ kiện từ nước để sản xuất Điều dẫn đến hiệu từ việc điều chỉnh tỷ giá chưa cao Trong thời gian tới, để sách tỷ giá đạt hiệu cao, Việt Nam cần phải nâng cao lực sản xuất sức cạnh tranh hàng hoá nước thị trường giới 26 CHƯƠNG 3: KẾT LUẬN Nghiên cứu xem xét tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại Việt Nam dựa việc nghiên cứu tác động tỷ giá thực song phương lên cán cân thương mại nhóm hàng hóa Việt Nam đối tác Mỹ Mẫu nghiên cứu bao gồm 10 nhóm hàng hóa xuất nhập Việt Nam với đối tác Mỹ sử dụng liệu nghiên cứu theo tháng, giai đoạn từ năm 2011 đến năm 2018 Mặc dù đề tài có nhiều nghiên cứu tác động tỷ giá lên cán cân thương mại Việt Nam Tuy nhiên, nghiên cứu trước sử dụng tỷ giá thực đa phương, cán cân thương mại thu nhập quốc dân (GDP) quốc gia đối tác thương mại với Việt Nam Trong nghiên cứu tác giả theo hướng sâu nghiên cứu vào tác động tỷ giá thực song phương lên cán cân thương mại nhóm hàng hóa xuất nhập Việt Nam với đối tác thương mại lớn Trong giai đoạn khảo sát từ năm 2011 đến năm 2018, kết nghiên cứu tồn mối quan hệ ngắn hạn dài hạn tỷ giá thực song phương cán cân thương mại Điều có nghĩa có tác động tỷ giá lên cán cân thương mại ngắn hạn dài hạn Tuy nhiên, tác động khác mặt hàng; đồng thời có hàng hóa có tác động ngắn hạn dài hạn; có hàng hóa có tác động ngắn hạn, khơng có tác động dài hạn, ngược lại Nghiên cứu khơng ủng hộ hồn tồn hiệu ứng đường cong J Bởi vì, nghiên cứu sâu vào nhóm hàng hóa xuất nhập tác giả nhận thấy tùy thuộc vào đặc tính ngành hàng, có nhóm hàng phù hợp, có nhóm hàng không phù hợp với hiệu ứng đường cong J Nghiên cu ny phự hp vi nghiờn cu ca Burỗak Mỹge Tunaer Vura (2016) Nghiên cứu cho thấy, không tồn mơ hình tỷ giá Do đó, thực thi sách tỷ giá nhằm góp phần cải thiện cán cân thương mại, Chính phủ cần xem xét thêm nhiều yếu tố khác (thu nhập quốc dân, lạm phát, sách hạn chế phủ, lực sản xuất …) cần cân nhắc phá giá đồng nội tệ 27 Ngồi ra, Chính phủ cần kết hợp đẩy nhanh cách mạng công nghiệp 4.0, rút ngắn q trình cơng nghiệp hố, nâng cao lực sản xuất sức cạnh tranh thị trường giới Từ đó, góp phần gia tăng giá trị xuất khẩu, giảm nhập khẩu, cải thiện cán cân thương mại Trong thời gian tới, tác giả tiến hành nghiên cứu sâu hơn, đặc biệt tập trung vào nghiên cứu thêm tác động tỷ giá thực song phương lên cán cân thương mại Việt Nam với nhiều đối tác thương mại lớn khác Trung Quốc, Hàn Quốc ... đây, tác giả nghiên cứu tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại thường nghiên cứu dựa tỷ giá thực đa phương (REER) tác động lên cán cân thương mại quốc gia nghiên cứu với tất đối tác thương. .. Kết nghiên cứu khơng có tác động cán cân thương mại đến tỷ giá hối đoái, ngược lại có tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại Việt Nam Thái Lan Tuy nhiên, mức độ tác động quốc gia khác Nghiên. .. lên cán cân thương mại Belarus’s Nghiên cứu kiểm tra tác động thay đổi tỷ giá hối đoái thực lên cán cân thương mại, kết nghiên cứu khơng có mối quan hệ lâu dài cán cân thương mại tỷ giá hối đoái