4.3.6.1 Tính ổn định của mô hình
Mô hình đƣợc gọi là ổn định khi các nghiệm của phƣơng trình đặc trƣng nằm trong đƣờng tròn đơn vị. Thông qua phần mềm eview thu đƣợc đồ thị hình 4.3, đồ thị này
cho thấy các nghiệm đều nằm trong đƣờng tròn đơn vị kết luận mô hình là ổn định.
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
4.3.6.2 Kiểm định LM
Kiểm định LM dùng để xác định phần dƣ có tự tƣơng quan với độ trễ hay không. Đặt giả thiết H0: phần dƣ không có tự tƣơng quan đến độ trễ là 4
Lags LM-Stat Giá trị xác xuất p
1 12.38441 0.7171 2 8.847324 0.9196 3 15.74861 0.4706 4 12.32638 0.7212 5 18.09085 0.3186 6 10.53052 0.8375 7 19.54328 0.2415 8 20.80084 0.1863 9 18.50552 0.2951 10 20.81458 0.1857 11 15.75190 0.4704 12 12.63532 0.6992 Bảng 4.6: Kiểm định LM
Tại độ trễ là 4, giá trị p-value lớn hơn 5%, kết luận không thể bác bỏ giả thiết H0 tức là không có tƣơng quan chuỗi tại độ trễ là 4.
4.3.7 Kiếm định White
Kiểm định white để xem xét mô hình có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi hay không.
Giả thiết H0 : Phần dƣ không có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
Chi-sq df Prob.
363.9412 340 0.1781
Bảng 4.7 Kiểm định White
Giá trị P- value lớn hơn 5% cho thấy không bác bỏ giả thiết H0, vậy phần dƣ không có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
4.3.8 Hàm phản ứng đẩy và phân rã phƣơng sai 4.3.8.1 Phân rã phƣơng sai 4.3.8.1 Phân rã phƣơng sai
Phân rã phƣơng sai giúp phân tích nguồn gốc dẫn đến những thay đổi của cán cân thƣơng mại, cụ thể là phân tích vai trò của từng biến đối với sự thay đổi đó. Bảng 4.8 cho thấy tỷ trọng mức độ tác động của các yếu tố đến cán cân thƣơng mại nhƣ sau:
Period S.E. LNEXIM LNGDP LNWGDP LNREER 1 0.090383 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.091603 99.55129 0.018216 0.024967 0.405523 3 0.095252 98.19649 0.077442 0.936241 0.789824 4 0.101001 87.45250 0.626392 9.505481 2.415625 5 0.107019 84.76848 0.568991 12.49911 2.163420 6 0.108974 82.12741 1.604440 13.12949 3.138661 7 0.115949 79.59093 2.278073 12.13856 5.992430 8 0.116379 79.43602 2.377286 12.05415 6.132535 9 0.117714 78.08711 2.437365 13.01808 6.457444 10 0.118279 77.36095 2.635181 13.30908 6.694784
Bảng 4.8 Phân tích phân rã phƣơng sai đối với biến LNEXIM
Theo kết quả ở trên, thì những thay đổi trong tỷ lệ mậu dịch xuất khẩu trên nhập khẩu giải thích phần lớn những thay đổi của chính nó. Bên cạnh đó, tỷ giá thực đa phƣơng REER có vai trò quan trọng trong tác động đến cán cân thƣơng mại, tác động này có xu hƣớng tăng trong khoảng thời gian dự báo tuy nhiên xét trên tổng thể các biến thì tác động của biến REER này tƣơng đối nhỏ.
Tƣơng tự tỷ giá thực đa phƣơng, GDP thế giới cũng có vai trò quan trọng trong việc giải thích sự thay đổi của tỷ lệ mậu dịch nhƣng tác động của GDP thế giới đến cán cân thƣơng mại tƣơng đối nhỏ và xu hƣớng tác động cũng tăng theo thời gian.
Cụ thể, mức độ giải thích của LNEXIM tại kỳ thứ 10 là 77.36% cú sốc do chính nó, GDP thế giới đóng góp 13.31% cú sốc, GDP trong nƣớc đóng góp 2.64% cú sốc và REER là 6.7%. Theo thời gian vai trò giải thích của các biến REER và GDP thế giới tăng nhƣng không nhiều. Xét trong ba biến trên thì vai trò tác động của hai yếu tố REER và GDP thế giới đến tỷ lệ xuất khẩu và nhập khẩu là quan trọng nhất. Đặc biệt, đề tài của Phan Thanh Hoàn và Young Jeong (2015) xét về tác động của yếu tố tỷ giá thực và thu nhập quốc dân đến cán cân thƣơng mại đối với tình hình kinh tế của Việt Nam, thu đƣợc kết quả hệ số ƣớc lƣợng của tỷ giá thực đa phƣơng là 0.709%, tỷ giá REER tác động đến cùng chiều đến CCTM. Các kết quả này tƣơng tự nhƣ kết quả nghiên cứu trong mô hình của tác giả.
Những phần trên đã chứng minh có mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến của mô hình trong dài hạn, do đó cỏ thể sử dụng hàm phản ứng xung IRF để xem xét hiệu ứng của phá giá nội tệ đến cán cân thƣơng mại. Với kết quả mô hình có đƣợc ở trên, đánh giá hàm phản ứng xung IRF đƣợc thực hiện trong thời gian 10 quý, việc phân tích này đƣợc hỗ trợ bằng chƣơng trình eview. Kết quả đƣợc thể hiện trong hình 4.4:
-.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Res pons e of LNEXIM to LNEXIM
-.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Respons e of LNEXIM to LNGDP -.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Res ponse of LNEXIM to LNWGDP
-.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Res ponse of LNEXIM to LNREER
-.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Respons e of LNGDP to LNEXIM -.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Res ponse of LNGDP to LNGDP -.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Res pons e of LNGDP to LNWGDP -.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Res pons e of LNGDP to LNREER
-.04 -.02 .00 .02 .04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Respons e of LNWGDP to LNEXIM -.04 -.02 .00 .02 .04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Res pons e of LNW GDP to LNGDP -.04 -.02 .00 .02 .04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Res pons e of LNWGDP to LNWGDP -.04 -.02 .00 .02 .04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Res ponse of LNWGDP to LNREER
-.02 -.01 .00 .01 .02 .03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Res ponse of LNREER to LNEXIM
-.02 -.01 .00 .01 .02 .03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Res ponse of LNREER to LNGDP
-.02 -.01 .00 .01 .02 .03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Respons e of LNREER to LNWGDP -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Res pons e of LNREER to LNREER Response to Cholesky One S.D. Innov ations
Hình 4.4: Hàm phản ứng IRF
Phản ứng của LNEXIM trƣớc cú sốc tỷ giá thực đa phƣơng giao động quanh giá trị 0 ( biểu đồ 4 dòng 1 hình 4.4). Ảnh hƣởng của REER làm tỷ số mậu dịch giao động giảm trong quý 1, tăng trong quý 2 sau đó lại tiếp tục giảm và tăng trong hai quý tiếp theo. Nguyên nhân là do trong nƣớc chƣa kịp thích nghi với cú sốc tỷ giá thực nên tác động của hiệu ứng giá và hiệu ứng lƣợng chƣa rõ rệt làm cho tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu giao động trong năm quý đầu. Từ quý 6 đến quý 7 LNEXIM tăng mạnh từ giá trị -0.01 tăng lên 0.02. Sau đó giá trị LNEXIM luôn có giá trị dƣơng và có xu hƣớng trở về trạng thái cân bằng ở quý 8 đến quý 10. Nhƣ vậy, giá của đồng nội tệ tăng có thể cải thiện đƣợc cán cân thƣơng mại nhƣng đây không phải là giải pháp tốt nhất giúp cải thiện
thƣơng mại trong thời gian ngắn. Do đó cần phải kết hợp với các chính sách kích thích xuất khẩu của chính phủ mới làm cán cân thƣơng mại thay đổi một cách rõ rệt.
Phản ứng của LNEXIM trƣớc cú sốc GDP thế giới: theo kết quả biểu đồ 3 dòng 1 hình 4.4, nhận thấy cán cân thƣơng mại giao động quanh giá trị 0 và chỉ bắt đầu cân bằng từ quý thứ 6 trở đi, có thể giải thích nhƣ sau: khi GDP thế giới tăng làm tăng nhu cầu đầu tƣ vốn của các nƣớc đối tác nên nhu cầu đầu tƣ vào Việt Nam cũng sẽ tăng theo. Bên cạnh đó do GDP thế giới tăng nên nhu cầu sử dụng hàng hóa của các nƣớc này tăng lên. Hai điều này kích thích các doanh nghiệp Việt Nam mở rộng sản xuất để xuất khẩu. Tuy nhiên thời gian đầu khi mở rộng sản xuất cần phải đầu tƣ thêm máy móc thiết bị hoặc đầu tƣ nhập khẩu để mua nguyên vật liệu, do đó mà thời gian này cán cân thƣơng mại sẽ giảm do nhập khẩu tăng lên. Cán cân thƣơng mại sẽ đƣợc cải thiện sau đó khi các doanh nghiệp xuất khẩu đƣợc hàng hóa ra các nƣớc, điều này giải thích cho đƣờng đồ thị tỷ giá xuất khẩu và nhập khẩu tăng lên, sau một thời gian thị trƣờng sẽ tự cân bằng trở lại.
Cú sốc GDP trong nƣớc cũng có tác động đến phản ứng của tỷ số mậu dịch nhƣng không nhiều bằng hai yếu tố trên.
Kết luận chƣơng 4
Nội dung chƣơng 4 đã phân tích xu hƣớng thay đổi của các biến tỷ giá NEER, tỷ giá REER, giá trị xuất khẩu, giá trị nhập khẩu và cán cân thƣơng mại từ quý 1 năm 2000 đến quý 3 năm 2016 thông qua bảng biểu và đồ thị. Đồng thời, bằng mô hình đồng liên kết luận văn đã chỉ ra có tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực đa phƣơng và cán cân thƣơng mại của Việt Nam, tác động này là cùng chiều và mức độ tác động là 0.82%. Ngoài yếu tố REER, GDP thế giới cũng có ảnh hƣởng đến cán cân thƣơng mại trong dài hạn. Hàm phản ứng xung của mô hình VECM cho thấy sự biến động của tỷ giá sẽ đƣợc điều chỉnh về trạng thái cân bằng trong trong khoảng 2 quý tiếp theo. Nghĩa là một sự phá giá đồng VND sẽ ảnh hƣởng làm cán cân thƣơng mại lệch khỏi trạng thái cân bằng nhƣng sẽ đƣợc điều chỉnh về lại với tốc độ điều chỉnh ở mức 47.8%. Đối với điều kiện của Việt Nam, việc phá giá để cải thiện cán cân thƣơng mại không phải là giải pháp tốt nhất, nên bên cạnh việc phá giá cần áp dụng thêm các biện pháp hỗ trợ xuất khẩu của chính phủ để đạt hiệu quả hơn trong việc cải thiện cán cân thƣơng mại.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1 Kết luận
Luận văn đã thực hiện đƣợc mục tiêu nghiên cứu là nhận định xu hƣớng biến động tỷ giá REER và những thay đổi của cán cân thƣơng mại giai đoạn quý 1 năm 2000 tới quý 3 năm 2016 tại chƣơng 4 của luận văn. Kết quả chỉ ra rằng tỷ giá NEER có xu hƣớng tăng nhƣng tỷ giá REER lại có xu hƣớng giảm tức là đồng VND đang bị định giá cao, làm cho giá hàng xuất khẩu trong nƣớc cao hơn còn giá hàng nhập khẩu thấp hơn, dẫn tới xuất khẩu ròng giảm, cán cân thƣơng mại thâm hụt điều này phù hợp với kết quả đƣờng đồ thị cán cân thƣơng mại Việt Nam giai đoạn 2000 – 2016. Việc tính toán tỷ giá thực đa phƣơng đã góp phần cho kết quả chính xác hơn do đã bỏ đi chênh lệch lạm phát giữa các nƣớc. Vì vậy việc cập nhật số liệu REER là điều rất cần thiết, bám sát với thực tế và phản ánh đúng sức cạnh tranh của hàng hóa trong giai đoạn hiện nay.
Chƣơng 3 và chƣơng 4 của luận văn xây dựng mô hình và trình bày phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình VECM để phân tích tác động của REER đến cán cân thƣơng mại. Kết quả ƣớc lƣợng mô hình chính là những bằng chứng thực nghiệm về tác động của tỷ giá hiệu lực đa phƣơng đến cán cân thƣơng mại Việt Nam. Ƣớc lƣợng mô hình VECM chỉ ra rằng tỷ giá thực đa phƣơng REER có tác động cùng chiều đến cán cân thƣơng mại, tác động này tƣơng đối cao ( khoảng 0.82%), bên cạnh đó còn yếu tố GDP của thế giới cũng góp phần tác động đến sự thay đổi của cán cân thƣơng mại. Kết quả hệ số điều chỉnh sai số CointEq cho thấy nếu cán cân thƣơng mại thay đổi thì cơ chế điều chỉnh sai số sẽ giúp trở lại tình trạng cân bằng trong dài hạn. Giá trị tuyệt đối của hệ số ConitEq là 0.478150 con số này thể hiện tốc độ điều chỉnh về trạng thái cân bằng sau khoảng 2 quý. Mức độ giải thích của các biến trong mô hình (3.2) là 63%, mức độ này cũng tƣơng đối cao. Kết quả mô hình VECM về mối tƣơng quan của REER với CCTM là cùng chiều, đƣợc điều chỉnh về cân bằng trong dài hạn thông qua hệ số điều chỉnh, việc phá giá tỷ giá REER có ảnh hƣởng tích cực đến CCTM nhƣng cần thời gian tác động dài. Chính vì tác động của tỷ giá REER đến CCTM cần thời gian dài, nên việc áp dụng phá giá để cải thiện nền kinh tế không phải là biện pháp tốt nhất đối với Việt Nam hiện nay. Chính phủ cần phải xem
xét kỹ hơn trong việc quyết định có nên phá giá hay không và cần phải kết hợp với các chính sách kinh tế vĩ mô mới có thể làm cho nền kinh tế tăng trƣởng bền vững.
Kết quả nghiên cứu của luận văn này cũng phù hợp với một số nghiên cứu nhƣ đề tài phân tích ảnh hƣởng của việc phá giá lên cán cân thƣơng mại của các quốc gia kém phát triển của Bahmani Oskooee (1991), kết quả cũng đã cho thấy việc phá giá có tác động tích cực đến cán cân thƣơng mại. Nghiên cứu ảnh hƣởng của phá giá tiền tệ và cú sốc xuất nhập khẩu đối với nền kinh tế Indonesia của Iman Sugema (2005) cũng thu đƣợc kết quả về mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái tới cán cân thƣơng mại Indonesia. Hoặc đề tài của Phan Thanh Hoàn và Young Jeong (2015) về tác động của yếu tố tỷ giá thực và thu nhập quốc dân đến cán cân thƣơng mại Việt Nam cũng thu đƣợc kết quả tƣơng tự.
Tuy nhiên luận văn vẫn còn một số hạn chế sau: Rổ tiền tệ lựa chọn 14 quốc gia có tỷ trọng thƣơng mại lớn với Việt Nam, tuy tỷ trọng thƣơng mại chiếm tỷ lệ lớn nhƣng để đại diện cho quan hệ mậu dịch của Việt Nam với thế giới vẫn là một kết quả chủ quan. Thời gian nghiên cứu từ quý 1 năm 2000 đến quý 3 năm 2016, tuy số lƣợng quan sát là 68 nhƣng số lƣợng này còn hạn chế để thự hiện phân tích trong dài hạn. Ngoài ra, điều kiện để tỷ giá thực đa phƣơng thể hiện đƣợc sự cạnh tranh của hàng hóa là phải đảm bảo quan hệ thƣơng mại mậu dịch giữa các nƣớc dựa trên hàng hóa và dịch vụ cuối cùng. Do đó sự phản ánh năng lực cạnh tranh của tỷ giá thực đa phƣơng REER sẽ bị hạn chế nếu trƣờng hợp trên thị trƣờng số lƣợng hàng hóa qua các bƣớc trung gian chiến số lƣợng đáng kể. Điều kiện kinh tế của Việt Nam trong giai đoạn 2000 – 2016 có nhiều biến động, các biến động về kinh tế này có thể ảnh hƣởng đến kết quả nghiên cứu.
5.2 Một số kiến nghị
Hiện nay nƣớc ta có quan hệ thƣơng mại với rất nhiều nƣớc trên thế giới nên cần thiết phải neo VND vào một rổ tiền tệ với tỷ trọng thƣơng mại tƣơng ứng là điều cần thiết thay vì chỉ neo vào USD nhƣ hiện nay. Điều này sẽ phản ánh chính xác hơn sức cạnh tranh của hàng hóa trong nƣớc so với các đối tác.
NHNN không nên áp dụng biện pháp phá giá nhằm cải thiện cán cân thƣơng mại, vì theo những phân tích ở trên, cán cân thƣơng mại chỉ đƣợc cải thiện trong dài hạn và những thay đổi sau khi phá giá tác động đến cán cân thƣơng mại cũng không đáng kể. Một phần là vì điều kiện kinh tế của nƣớc ta và phản ứng của ngƣời tiêu dùng chƣa thích ứng kịp với những thay đổi của tỷ giá. Mặt khác môi trƣờng cạnh tranh tại Việt Nam chƣa đƣợc gọi là hoàn hảo để có thể thực hiện biện pháp phá giá.
NHNN cần nới lỏng cơ chế điều hành tỷ giá VDN với các ngoại tệ, điều này đảm bảo cho tỷ giá đƣợc xác định gần với giá trị thực của nó hơn, đảm cảm đƣợc sức cạnh tranh với các nƣớc khác. Đồng thời, việc kiểm soát tỷ giá quá chặt, trong điều kiện kinh tế nhiều biến động thì sẽ gây ra giá trị đồng tiền bị định giá cao hơn, gây ra những quyết định thiếu chính xác trong việc điều hành chính sách kinh tế của chính phủ.
TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tham khảo tiếng Anh
1. Abdur Chowdhury (1993), “Does Exchange Rate Variability Depress Trade Flows
? Evidence From Error Correction Models”, The Review of Economics and Statistics, Vol. 75, No. 4, pp. 700-706.
2. Paul Krugman và Maurice Obstfeld (1994), “ International Economic: Theory and