Tác động của tỷ giá thực đến cán cân thương mại Việt Nam
MỤC LỤC
VIỆT NAM
Thống kê mô tả các biến trong nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam
Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu của đề tài Dựa trên biểu đồ hình 4.2 thì ta thấy REER có xu hướng biến động liên tục. Do sau khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008 - 2009 để ổn định tỷ giá Ngân hàng Nhà nước (NHNN) thay đổi cơ chế điều hành tỷ giá theo hướng linh hoạt, chủ động, thực hiện các biện pháp bán và mua ngoại tệ để can thiệp thị trường khi cần thiết, kết hợp giữa điều hành chính sách tỷ giá với các công cụ chính sách tiền tệ nhằm làm giảm áp lực lên tỷ giá, duy trì chênh lệch lãi suất USD và VND đảm bảo việc nắm giữ VND có lợi hơn so với nắm giữ USD, phát hành tín phiếu NHNN trên thị trường mở để thu hút tiền về, hạn chế việc đầu cơ tỷ giá. Trong nước, việc huy động số lượng lớn trái phiếu Chính phủ nhằm bù đắp thâm hụt ngân sách không thành công đã đẩy lãi suất trái phiếu Chính phủ tăng cao, tạo áp lực kép lên tỷ giá.
Trước tình hình đó NHNN đã rất chủ động đưa ra những giải pháp kịp thời phù hợp thông qua việc điều chỉnh tăng biên độ tỷ giá, điều chỉnh tỷ giá bình quân liên ngân hàng giữa VND và USD làm cho tỷ giá từ năm 2016 nhanh chóng quay lại đà ổn định. Những năm sau đó tăng trưởng của Việt Nam đã phục hồi khá tốt nhờ Chính phủ tập trung vào việc cải cách khu vực doanh nghiệp, tái cơ cấu lại thị trường theo hướng đảm bảo an toàn nợ công, xây dựng thể chế pháp luật chặt chẽ nhằm tạo môi trường thuận lợi cho việc đầu tư kinh doanh. Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu của đề tài Trong số 10 quốc gia là đối tác thương mại chính của Việt Nam có đến 6 quốc gia thuộc nhóm các quốc gia có nền kinh tế hàng đầu thế giới, dẫn đầu về GDP trong nhiều năm liền đó là: Mỹ, Trung Quốc, Nhật Bản, Đức, Ấn Độ và Hàn Quốc.
Tuy có sự suy giảm nhẹ trong năm 2016 nhưng nhìn chung là có sự tăng trưởng đều đặn qua các năm, chứng tỏ tình hình tăng trưởng kinh tế của các nước đối tác thương mại của Việt Nam là tương đối ổn định.
Các kiểm định thực hiện trong nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam
Kiểm định tính dừng của mô hình theo phương pháp ADF test đối với các biến CCTM (LnTB); tỷ giá thực đa phương (LnREER); GDP Việt Nam (LnGDPVN) và GDP các nước đối tác (LnGPDW). Sau khi tiến hành sai phân bậc 1 các biến thì các biến sẽ có ký hiệu kèm sai phân như sau: sai phân bậc 1 của CCTM là dLnTB, sai phân bậc 1 của tỷ giá thực đa phương là dLnREER, sai phân bậc 1 của GDP Việt Nam là dLnGDPVN và sai phân bậc 1 của GDP của các nước đối tác là dLnGDPW. Tính dừng Xuất hiện Xuất hiện Xuất hiện Xuất hiện Nguồn: Phụ lục 1 - Kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF test Theo kết quả của bảng 4.2 thì ta thấy rằng trị tuyệt đối của test statistic của kiểm định ADF sai phân của các biến CCTM (dLnTB); tỷ giá thực đa phương (dLnREER); GDP Việt Nam (dLnGDPVN) và GDP các nước đối tác (dLnGPDW) lần lượt là 3.753; 3.844;.
Sau khi tiến hành sai phân bậc 1 các biên thì các biến sẽ có kí hiệu kèm sai phân như sau: sai phân bậc 1 của CCTM là dLnTB, sai phân bậc 1 của tỷ giá thực đa phương là dLnREER, sai phân bậc 1 của GDP Việt Nam là dLnGDPVN và sai phân bậc 1 của GDP của các nước đối tác là dLnGDPW. Tính dừng Xuất hiện Xuất hiện Xuất hiện Xuất hiện Nguồn: Phụ lục 2 - Kiểm định tính dừng theo phương pháp PP test Theo kết quả của bảng 4.4 thì ta thấy rằng trị tuyệt đối của test statistic của kiểm định PP cho sai phân của các yếu tố CCTM (dLnTB); tỷ giá thực đa phương (dLnREER);. Nguồn: Phụ lục 3 - Kiểm định đồng liên kết Theo kết quả của bảng 4.5 thì các giá trị của trace statistic, max statistic của các rank từ 0 đến 2 tương ứng đều lớn hơn giá trị critical value 5%, kết quả này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Ling (2008) và Mohammed & Ahmed (2015).
Mặt khác, dựa vào hiện tượng đồng liên kết này tác giả sẽ tiến hành hồi quy các biến này sẽ cho kết quả hồi quy và thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn của các biến trong mô hình.
Phân tích tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam thông qua mô hình ARDL
Nguồn: Phụ lục 4 - Xác định độ trễ tối ưu Theo kết quả bảng 4.6 ta thấy giá trị tuyệt đối của F – statistic value tại các mức trễ đều bé hơn F – critical value nên ta chấp nhận giả thuyết H1 có nghĩa là ở các mức trễ này hệ số biến trễ đưa vào là khác 0. Nguồn: Phụ lục 4 - Xác định độ trễ tối ưu Dựa trên kết quả bảng 4.7, do có nhiều phương trình đồng liên kết tuy nhiên ta sẽ lựa chọn có độ trễ tối ưu nhất để thực hiện mô hình hồi quy dựa vào trị số AIC và tại mức trễ nào có trị số AIC càng nhỏ thì càng phù hợp, đó chính là mức trễ 2 tương ứng với AIC = -76.1809 trong các mức trễ khác. Vì thế, các hoạt động thương mại nhất là các hợp đồng ngoại thương XK thì sẽ được ký kết theo tỷ giá cũ, điều này giúp các doanh nghiệp trong nước có thời gian để chuẩn bị nguồn lực cho việc gia tăng sản xuất nhằm đáp ứng cho XK khi nó tăng lên (Ling, 2008; Mohammed và Ahmed, 2015).
Nhưng hiện tượng phá giá xuất hiện tác động làm cho giá hàng hóa NK tăng lên tuy nhiên trong nước người tiêu dùng vẫn lo sợ vẫn chưa có hàng hóa nào NK có thể thay thế được hàng nội địa bị nghi ngờ về chất lượng nên số lượng NK hàng hóa trong ngắn hạn sẽ không diễn ra tăng hay giảm một cách nhanh chóng. CCTM sẽ được cải thiện từ quí thứ tư sau khi phá giá và mức cân bằng mới (cao hơn mức cân bằng cũ) sẽ được thiết lập trở lại (Nguyễn Văn Phúc và Phạm Thị. Tuyết Trinh, 2011).Vì vậy, ta có thể thấy xét trong ngắn hạn thì hiệu ứng số lượng không trội bằng hiệu ứng giá cả nên làm cho CCTM có xu hướng xấu đi. Chính vì thế sản lượng co giãn tác động làm cho CCTM tốt lên do hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả.Theo kết quả nghiên cứu, tỷ giá thực có tác động đồng biến với CCTM, hay có thể lý giải nếu giảm giá đồng VND có thể tác động tích cực đến CCTM và ngược lại nếu tăng giá thì CCTM sẽ có chiều hướng giảm đi.
Cụ thể ta có thể thấy trong giai đoạn nghiên cứu này thì REER có xu hướng tăng giá (chỉ biến động tăng giảm mạnh trong hai năm 2014;. 2015) hay đồng VND đã xuống giá khá nhiều so với các đồng tiền khác, diễn biến này là một trong những nguyên nhân là cho CCTM Việt Nam trong giai đoạn này thoát khỏi tình trạng thâm hụt.
Các kiểm định khác liên quan đến mô hình ARDL 1. Kiểm định tính giải thích của mô hình
Tuyết Trinh, 2011).Vì vậy, ta có thể thấy xét trong ngắn hạn thì hiệu ứng số lượng không trội bằng hiệu ứng giá cả nên làm cho CCTM có xu hướng xấu đi. Kết luận: Do hệ số ổ4 có giá trị dương nên cho thấy việc tăng tỷ giá tạo ra những hiệu ứng tích cực đến CCTM trong dài hạn, việc giảm giá đồng VND có tác động tích cực đến CCTM Việt Nam trong dài hạn (Ling, 2008; Mohammed và Ahmed, 2015). Do trong dài hạn thì hàng hóa nội địa có xu hướng giảm giá nên điều này làm đòn bẩy kích thích trong nước sản xuất và tiêu dùng nên thời gian để tiếp cận cũng như so sánh với hàng ngoại nhập.
Mặt khác, trong dài hạn việc mà các doanh nghiệp có đầy đủ thời gian để chuẩn bị có các nguồn lực để phát triển sản xuất được đảm bảo. Hay nói cách khác, sự thay đổi của cán cân thương mại có thể được giải thích khoảng 46.33% thông qua biến tỷ giá thực đa phương và biến GDP. Tại chương 4, tác giả đã tiến hành thực hiện các tính toán liên quan để việc tìm ra tính dừng của dữ liệu chuỗi thời gian, kiểm định tính đồng liên kết của các biến, tìm mức trễ và độ trễ tối ưu để viết mô hình hồi quy ARDL.
Từ mô hình hồi quy ARDL thì tác giả đã kết luận được tác động của tỷ giá lên CCTM trong ngắn hạn với việc xuất hiện hiệu ứng tuyến J và tác động trong dài hạn.