STT Đo lường biến động tỷ giá V Nghiên cứu sử dụng
1. Giá trị tuyệt đối của sự thay đổi tỷ giá hối đoái
𝑉𝑡 = |(𝑒𝑡− 𝑒𝑡−1)| ÷ 𝑒𝑡−1 trong đó: e là tỷ giá hối đoái giao ngay, t là thời gian thích hợp
Thursby and Thursby (1985), Bailey, Tavlas and Ulan (1986)
2. Trung bình giá trị tuyệt đối của chênh lệch giữa tỷ giá kỳ hạn trước đó và tỷ giá giao ngay hiện tại
𝑉𝑡 = ∑|𝑓𝑡−1− 𝑒𝑡|/ 𝑛 𝑛
𝑖=1
trong đó f: tỷ giá kỳ hạn e: tỷ giá giao ngay
Hooper and Kohlhagen (1978)
3. Biến động của tỷ giá giao ngay với xu hướng của nó mà được dự đốn từ phương trình:
ln 𝑒𝑡 = 𝜙0+ 𝜙1𝑡 + 𝜙2𝑡2+ 𝜀𝑡
Thursby and Thursby (1987)
4. Trung bình động của độ lệch chuẩn tỷ giá hối đối. Ví dụ, cách tính
Cushman (1983), (1986), (1988a, b) Akhtar and Spence-Hilton (1984)
được sử dụng bởi Koray and Lastrapes (1989): 𝑉𝑡 = [1 𝑚 ∑(𝑍𝑡+𝑖−1 𝑚 𝑖=1 − 𝑍𝑡+𝑖−2)2] 1/2 trong đó: Z là log của giá tương đối hàng hóa nước ngồi với giá hàng hòa tiêu dùng của Mỹ, m=12
Gotur (1985)
Kenen and Rodrik (1986) Bailey Tavlas and Ulan (1987) Caballero and Corbo (1989) Koray and Lastrapes (1989) Klein (1990)
Bini-Smaghi (1991)
Kumar and Dhawan (1991) Chowdhury (1993)
5. Sự không chắc chắn tỷ giá dài hạn được đo lường:
𝑉𝑡 = 𝑚𝑎𝑥 𝑋𝑡−𝑘 𝑖 − min 𝑋𝑡−𝑘𝑖 min 𝑋𝑡−𝑘𝑖 + [1 +|𝑋𝑡 − 𝑋𝑡𝑝| 𝑋𝑝 ] 2 trong đó
𝑋𝑡: tỷ giá hối đoái danh nghĩa tại thời điểm t
𝑚𝑎𝑥 𝑋𝑡−𝑘𝑖 , min 𝑋𝑡−𝑘𝑖 tương ứng là giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất của tỷ giá hối đoái danh nghĩa trong khoảng thời gian nhất định có kích thước từ k đến t
𝑋𝑡𝑝: tỷ giá hối đoái cân bằng
Peree and Steinherr (1989)
6. Độ lệch chuẩn của tỷ lệ phần trăm thay đổi hàng năm của tỷ giá song phương xung quanh mức trung bình được quan sát trong một giai đoạn
De Grauwe and Bellefroid (1986) De Grauwe (1987)
7. Phần dư mơ hình ARIMA Asseery and Peel (1991) McIvor (1995)
8. Kỹ thuật phi tham số Belanger và cộng sự (1992)
9. Mơ hình ARCH Pozo (1992)
Kroner and Lastrapes (1993) Caporale and Doroodian (1994) Qian and Varangis (1994) Mckenzie and Brooks (1997) McKenzie (1998)
Nguồn: McKenzie, M.D. & R.D. Brooks, (1997). Trang 77, 78
Trong bài nghiên cứu này, tác giả sử dụng phương pháp đo lường biến động tỷ giá được đề nghị bởi các nghiên cứu được sử dụng trong thời gian gần đây, trường hợp thực nghiệm cũng tương tự là thương mại song phương giữa Trung Quốc và Singapore.
Phương pháp đo lường sự biến động tỷ giá trên cơ sở phương pháp trung bình động. Ưu điểm phương pháp này đó là chuỗi dữ liệu đo lường được sự thay đổi về biến động tỷ giá trong độ trễ gần năm quan sát. So với các phương pháp khác sử dụng dữ liệu toàn bộ cỡ mẫu để đo lường biến động tỷ giá, phương pháp này đo lường biến động tỷ giá với độ trễ trong thời gian 4 quý. Thực nghiệm tỷ giá Trung Quốc có sự thay đổi chế độ tỷ giá trong thời kỳ quan sát dữ liệu. Theo đó, biến động tỷ giá được đo lường như sau:
𝑉𝑡 = [1 𝑚 ∑(ln 𝑅𝑡+1−𝑖− ln 𝑅𝑡−𝑖) 2 𝑚 𝑖=1 ] 1/2 × 100%
Với m được xác định tiêu chuẩn là 4 tương tự như bài nghiên cứu của Guangpu Yang và Qingyang Gu (2016).
Căn cứ vào mục tiêu nghiên cứu cùng với nghiên cứu “Effects of exchange rate variations on bilateral trade with a vehicle currency: evidence from China and Singapore” của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016). Vì vậy, để nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá đến thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc, tác giả cũng tham khảo các biến tương tự như trong nghiên cứu của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016).
Biến phụ thuộc được sử dụng trong mơ hình là biến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam (Export_CN_VN) và biến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc (Export_VN_CN). Đối với, mỗi biến phụ thuộc tác giả sẽ thực hiện việc thiết lập một phương trình trong dài hạn và một phương trình ECM trong ngắn hạn tương ứng. Trước khi đưa vào mơ hình, tác giả thực hiện việc điều chỉnh theo mùa theo phương pháp Cennus – X13 và sau đó thực hiện lấy logarit để giảm đi sự biến động lớn giữa các biến.
Biến độc lập: tỷ giá của đồng tiền quốc gia Trung Quốc với đồng tiền trung gian USD, tỷ giá của đồng tiền quốc gia Việt Nam với đồng tiền trung gian USD, biến động tỷ giá của đồng tiền quốc gia Trung Quốc với đồng tiền trung gian USD, biến động tỷ giá của đồng tiền quốc gia Việt Nam với đồng tiền trung gian USD, thu nhập đại diện là tổng sản phẩm quốc nội GDP Trung Quốc, GDP Việt Nam, chỉ số giá cả tiêu dùng CPI của Trung Quốc, CPI của Việt Nam.
Tỷ giá hối đoái của đồng tiền quốc gia so với đồng tiền trung gian USD được lấy theo tỷ giá danh nghĩa, thể hiện sức mua của đồng tiền quốc gia so với đồng tiền trung gian. Dấu kỳ vọng của tỷ giá hối đoái đồng tiền quốc gia nhập khẩu so với đồng tiền trung gian USD có tương quan âm với nhập khẩu của quốc gia đó. Hay nói cách khác, tỷ giá CNY_USD giảm dẫn đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc tăng và tỷ giá VND_USD giảm dẫn đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam tăng. Lập luận này có thể được giải thích như sau khi đồng tiền của quốc gia nhập khẩu tăng giá so với đồng tiền trung gian thì hàng hóa của quốc gia nhập khẩu trở nên đắt hơn so với các hàng hóa khác từ đó dẫn đến việc quốc gia nhập khẩu sẽ mua nhiều hàng hóa từ
nước ngồi hơn và kích thích nhập khẩu phát triển. Dấu kỳ vọng của tỷ giá hối đoài đồng tiền quốc gia xuất khẩu so với đồng tiền trung gian USD không tham vọng.
Biến động tỷ giá hối đối có nhiều phương pháp đo lường khác nhau, tuy nhiên trong bài nghiên cứu tác giả sử dụng phương pháp trung bình động để đo lường biến động tỷ giá theo như cách đo lường biến động tỷ giá của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016). Dấu kỳ vọng của biến động tỷ giá hối đoái quốc gia nhập khẩu so với đồng tiền trung gian USD là âm. Mối quan hệ này có thể được giải thích do nhà nhập khẩu và nhà xuất khẩu là những thương nhân e ngại rủi ro tham gia vào thị trường thương mại quốc tế sẽ đối mặt với rủi ro biến động tỷ giá. Do hầu hết các hợp đồng thương mại ngoại thương cho phép việc thanh toán trễ so với thời gian giao hàng nên biến động tỷ giá dẫn đến việc không chắc chắn về giá mà nhà nhập khẩu sẽ trả khi mua hàng và giá mà nhà xuất khẩu sẽ bán hàng hóa trong tương lai. Vì thế nhà xuất khẩu sẽ không chắc chắn về khoản nội tệ nhận được tương ứng với doanh thu ngoại tệ thu được nên sẽ chuyển từ thị trường nước ngoài sang thị trường trong nước, từ đó làm cho xuất khẩu giảm. Biến động tỷ giá của đồng tiền quốc gia xuất khẩu không tham vọng về dấu kỳ vọng.
Tổng sản phẩm quốc nội GDP được đại diện cho nhu cầu của một quốc gia. Tương tự, tác giả thực hiện việc điều chỉnh theo mùa theo phương pháp Cennus – X13 và sau đó thực hiện lấy logarit để giảm đi sự biến động lớn giữa các biến trước khi đưa biến vào mơ hình. Dấu kỳ vọng của biến thu nhập với đại diện GDP là dương do lập luận rằng khi thu nhập quốc gia nhập khẩu tăng tức quy mô nền kinh tế của quốc gia nhập khẩu tăng dẫn đến việc tăng nhu cầu tiêu dùng và sản xuất của quốc gia nhập khẩu. Điều này dẫn đến việc tăng nhu cầu về hàng hóa mà nước xuất khẩu có thể bán ra hay kích thích nhập khẩu. Điều đó có nghĩa là GDP của Việt Nam tác động dương đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam và GDP của Trung Quốc tác động dương đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.
Chỉ số giá cả tiêu dùng CPI là chỉ số tính theo phần trăm để phản ánh mức thay đổi tương đối của giá hàng tiêu dùng theo thời gian.
Ngoài các biến phụ thuộc và biến độc lập thì mơ hình cịn sử dụng thêm 2 biến giả là biến giả WTO và biến giả Reform_Dum đại diện cho sự thay đổi chế độ tỷ giá. Trong suốt giai đoạn nghiên cứu, có một số sự kiện quan trọng có thể ảnh hưởng đến thương mại song phương giữa Trung Quốc và Việt Nam. Thứ nhất, đó là việc Việt Nam gia nhập WTO vào ngày 07/11/2006, khi gia nhập vào tổ chức thương mại thế giới WTO sẽ khuyến khích thương mại của Việt Nam với các đối tác thành viên. Do đó, biến giả WTO sẽ có dấu dương đối với xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam và xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc. Biến giả WTO được thể hiện như sau:
𝑊𝑇𝑂𝑡 = {0, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý < 2006 𝑄4 1, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý ≥ 2006 𝑄4
Việt Nam chính thức gia nhập WTO vào ngày 07/11/2006, dữ liệu nghiên cứu lấy theo dữ liệu quý nên thời gian trước quý 4 năm 2006 𝑊𝑇𝑂𝑡 = 0 và thời gian kể từ quý 4 năm 2006 𝑊𝑇𝑂𝑡 = 1. Việc xem xét biến giả WTO trong mơ hình nhằm mục đích kiểm tra khi Việt Nam gia nhập WTO sẽ tác động như thế nào đến quan hệ thương mại song phương giữa hai quốc gia.
Thứ hai, trong giai đoạn nghiên cứu có một sự kiện quan trọng khác là việc Trung Quốc tiến hành cải cách đưa ra một chế độ tỷ giá hối đoái mới vào tháng 7 năm 2005, chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi có quản lý với việc lấy cung cầu trên thị trường làm cơ sơ và tham khảo rổ tiền tệ để tiến hành điều tiết. Việc đưa biến giả thay đổi chế độ tỷ giá của Trung Quốc xem xét chế độ tỷ giá mới này có tác động như thế nào trong mơ hình, biến động tỷ giá sẽ tác động như thế nào đến thương mại song phương giữa hai quốc gia trong thời kỳ tồn tại và không tồn tại chế độ tỷ giá mới này. Biến giả Reform_Dum này có thể được khởi tạo như sau:
Reform_Dum = {0, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý < 2005 𝑄3 1, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý ≥ 2005 𝑄3
Thứ ba, trong giai đoạn nghiên cứu chứng kiến một sự kiện quan trọng khác là việc Trung Quốc và ASEAN ký kết Hiệp định về thương mại hàng hóa có hiệu lực từ tháng 7 năm 2005. Tuy nhiên, nếu sử dụng biến giả này sẽ trùng với biến giả thay đổi
chế độ tỷ giá của Trung Quốc nên tác giả quyết định chỉ sử dụng biến giả Reform_Dum của việc thay đổi chế độ tỷ giá của Trung Quốc.
Chuỗi dữ liệu được thu thập theo quý, do GDP của Việt Nam chỉ có từ giai đoạn quý 3 năm 2000 nên bài nghiên cứu sẽ thực hiện việc phân tích trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017 với tổng số quan sát là 69 quan sát. Các giá trị xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc và giá trị xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt