Giá trị thống kê f I0 bound I1 bound Phƣơng trình lxk (neervol) 14.50645 2.72 3.77 Phƣơng trình lxk (reervol) 10.88096 2.72 3.77 Phƣơng trình lnk (neervol) 2.181932 2.72 3.77 Phƣơng trình lxk (reervol) 3.804296 2.72 3.77 Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0 Khác với biến phụ thuộc xuất khẩu, với biến phụ thuộc nhập khẩu thì chỉ có phương trình có biến động tỷ giá hối đối thực có hiệu lực cho ra giá trị thống kê F lớn hơn giá trị biên giới hạn trên (I1 bond) ở mức ý nghĩa thống kê 10%. Điều này cho thấy rằng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến này. Do đó luận văn sẽ tiến hành hồi quy mơ hình ARDL với biến phụ thuộc xuất khẩu và độ biến động tỷ giá hối đoái được đại diện bởi độ biến động tỷ giá hối đối thực có hiệu lực.
4.3. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất
khẩu
4.3.1. Biến động tỷ giá danh nghĩa
Trong phần này luận văn trình bày kết quả ước lượng mơ hình ARDL với biến phụ thuộc là xuất khẩu và các đại diện của biến độ biến động của tỷ giá hối đối. Kết quả được trình bày trong bảng 4.5. Qua bảng 4.5 có thể thấy rằng, hệ số ước lượng của GDP và chỉ số giá xuất khẩu là dương và ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này cho thấy rằng GDP và chỉ số giá xuất khẩu có mối quan hệ cùng chiều với xuất khẩu trong dài hạn. Khi GDP và chỉ số giá xuất khẩu gia tăng thì sẽ làm gia tăng xuất khẩu của Việt Nam. Phát hiện này tương đồng với các bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy bởi Srinivasan và Kalaivani (2013), Asteriou và các cộng sự (2016).
Bảng 4.5. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu
Variable Coefficient Std. Error T-statistic Prob.
Lgdp 1.133087 0.021007 53.939010 0.0000
Lexprice 5.950412 1.145984 5.192402 0.0000
Neervol -6.028385 0.892570 -6.753961 0.0000
C -40.304279 5.615374 -7.177488 0.0000
Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0 Ngược lại với ảnh hưởng của GDP và chỉ số giá xuất khẩu, độ biến động tỷ giá hối đoái được đại diện bởi tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực lại cho thấy tác động ngược chiều đến xuất khẩu trong dài hạn ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này có nghĩa là khi tỷ giá hối đối của Việt Nam càng biến động thì sẽ càng làm giảm xuất khẩu của Việt Nam trong dài hạn. Kết quả này tương tự với các phát hiện của Clark (1973), Baron (1976), Hooper và Kohlhagen (1978), Broll (1994), Wolf (1995) và Vinh và các cộng sự (2017). Có thể thấy rằng sự biến động của tỷ giá hối đối càng lớn thì cho thấy quốc gia này đang đối mặt với nhiều rủi ro vì thay đổi chính sách tỷ giá hối đối đáng kể, cho nên khi đó các đối tác của Việt Nam (những nhà nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam) sẽ trở nên e ngại và ngại giao dịch với Việt Nam. Mặt khác, sự biến động trong tỷ giá hối đoái của Việt Nam sẽ làm gia tăng phần bù rủi ro của các đối tác giao dịch với Việt Nam và do đó làm gia tăng chi phí giao dịch giữa các nhà xuất khẩu Việt Nam và đối tác nhập khẩu (Arize và các cộng sự, 2000; Srinivasan và Kalaivani, 2013). Kết quả là trong dài hạn sẽ làm giảm xuất khẩu của Việt Nam nếu tỷ giá hối đối cứ tiếp tục có sự biến động cao.
Tuy nhiên, khi xét đến mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá hối đoái được đo lường bởi tỷ giá hối đối danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu của Việt Nam thì có thể thấy rằng hệ số ước lượng ngắn hạn của biến số tỷ giá hối đối danh nghĩa có hiệu lực ở 03 tháng trước là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy rằng độ biến động của tỷ giá hối đối danh nghĩa có hiệu lực trong 03 tháng trước sẽ có tác động cùng chiều đến xuất khẩu của Việt Nam trong
ngắn hạn. Kết quả này tương tự với phát hiện của Vinh và các cộng sự (2017) đã tìm thấy trong nghiên cứu của các tác giả khi nghiên cứu tại Việt Nam. Có thể giải thích sự khác biệt của phát hiện này so với mối quan hệ trong dài hạn là có thể do hiệu ứng thu nhập lấn át hiệu ứng thay thế (De Grauwe, 1988). Trong khi hiệu ứng thay thế có thể làm cho các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro của Việt Nam giảm các hoạt động xuất khẩu vì lợi ích biên của hoạt động xuất khẩu giảm xuống, thì hiệu ứng thu nhập lại thúc đẩy các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro của Việt Nam gia tăng xuất khẩu nhằm né tránh sự sụt giảm đáng kể của doanh thu ở trong tương lai gần. Điều này có thể do các doanh nghiệp gia tăng hoạt động xuất khẩu vì họ đánh giá rằng thị trường trong tương lai sẽ xấu đi bởi những biến động khơng lường trước được của tỷ giá hối đối (Kroner và Lastrapes, 1993; Egert và các cộng sự, 2008). Do đó, các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro này sẽ cố gắng giao dịch tại thời điểm hiện tại và cố gắng tối đa hóa lợi nhuận để bù đắp cho những tổn thất bất ngờ có thể xảy ra trong tương lai. Cho nên trong ngắn hạn, hiệu ứng thu nhập có thể lấn át hiệu ứng thay thế, và kết quả là doanh nghiệp sẽ xuất khẩu nhiều hơn cũng như xuất khẩu của Việt Nam cũng gia tăng.
Bảng 4.6. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(lxk(-1)) -0.132965 0.141275 -0.941176 0.3529 D(lxk(-2)) -0.091692 0.126562 -0.724482 0.4735 D(lxk(-3)) -0.290405 0.107456 -2.702552 0.0104 D(lgdp) 0.117865 0.181502 0.649386 0.5202 D(lgdp(-1)) -0.177478 0.160017 -1.109122 0.2747 D(lgdp(-2)) -0.115835 0.153061 -0.756791 0.4541 D(lgdp(-3)) -0.342412 0.152624 -2.243498 0.0311 D(lexprice) 1.186585 0.190883 6.216292 0.0000 D(lexprice(-1)) -1.112719 0.251614 -4.422327 0.0001 D(lexprice(-2)) -0.438536 0.212893 -2.059895 0.0467 D(lexprice(-3)) -0.972961 0.217562 -4.472107 0.0001 D(neervol) 1.174050 0.875767 1.340596 0.1885 D(neervol(-1)) 1.199721 1.258227 0.953502 0.3467 D(neervol(-2)) -0.183467 1.275600 -0.143828 0.8864 D(neervol(-3)) 2.394297 0.951441 2.516495 0.0164 Cointeq(-1) -0.680848 0.146587 -4.644673 0.0000 Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0 Để khẳng định kết quả hồi quy từ mơ hình ARDL là phù hợp và đáng tin cậy, luận văn sử dụng kiểm định CUSUM và CUSUMSQ để kiểm tra tính ổn định của mơ hình và được thể hiện trong hình 4.1 và 4.2. Hình 4.1 thể hiện kết quả kiểm định CUSUM cho thấy tổng tích lũy phần dư đệ quy nằm trong dải cộng trừ ý nghĩa thống kê 5% ở tất cả bảy đối tương nghiên cứu.
-20 -15 -10 -5 0 5 10 15 20 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 CUSUM 5% Significance
Hình 4.1. Kiểm định CUSUM của mơ hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ giá hối đối danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu
Nguồn: Phần mềm Eviews 9.0 Tương tự vậy, hình 4.2 thể hiện kết quả kiểm định CUSUMSQ cho thấy rằng mơ hình tương đối ổn định. Do đó có thể nói hàm hồi quy mà luận văn thu được là ổn định trong thời kỳ nghiên cứu từ Quý I năm 2002 đến Quý IV năm 2016.
-0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
CUSUM of Squares 5% Significance
Hình 4.2. Kiểm định CUSUMSQ của mơ hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ giá hối đối danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu
4.3.2. Biến động tỷ giá thực
Trong phần này luận văn trình bày kết quả ước lượng mơ hình ARDL với biến phụ thuộc là xuất khẩu và đại diện của biến độ biến động của tỷ giá hối đoái là tỷ giá hối đối thực có hiệu lực. Kết quả được trình bày trong bảng 4.7. Qua bảng 4.7 có thể thấy rằng, hệ số ước lượng của GDP và chỉ số giá xuất khẩu là dương và ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này cho thấy rằng GDP và chỉ số giá xuất khẩu có mối quan hệ cùng chiều với xuất khẩu trong dài hạn. Khi GDP và chỉ số giá xuất khẩu gia tăng thì sẽ làm gia tăng xuất khẩu của Việt Nam. Phát hiện này tương đồng với các bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy bởi Srinivasan và Kalaivani (2013), Asteriou và các cộng sự (2016).
Bảng 4.7. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá thực có hiệu lực và xuất khẩu
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Lgdp 1.232134 0.051273 24.030843 0.0000
Lexprice 10.009443 2.722743 3.676235 0.0007
Reervol -2.100249 0.483288 -4.345747 0.0001
C -62.345880 13.871348 -4.494580 0.0001
Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0 Ngược lại với ảnh hưởng của GDP và chỉ số giá xuất khẩu, độ biến động tỷ giá hối đoái được đại diện bởi tỷ giá hối đối thực có hiệu lực lại cho thấy tác động ngược chiều đến xuất khẩu trong dài hạn ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này có nghĩa là khi tỷ giá hối đoái của Việt Nam càng biến động thì sẽ càng làm giảm xuất khẩu của Việt Nam trong dài hạn. Kết quả này tương tự với các phát hiện của Clark (1973), Baron (1976), Hooper và Kohlhagen (1978), Broll (1994), Wolf (1995) và Vinh và các cộng sự (2017). Có thể thấy rằng sự biến động của tỷ giá hối đoái càng lớn thì cho thấy quốc gia này đang đối mặt với nhiều rủi ro cho nên thay đổi chính sách tỷ giá hối đối đáng kể, cho nên khi đó các đối tác của Việt Nam (những nhà nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam) sẽ trở nên e ngại khi giao dịch với Việt Nam. Mặt khác, sự biến động trong tỷ giá hối đoái của Việt Nam sẽ làm gia tăng phần bù
rủi ro của các đối tác giao dịch với Việt Nam và do đó làm gia tăng chi phí giao dịch giữa các nhà xuất khẩu Việt Nam và đối tác nhập khẩu (Arize và các cộng sự, 2000; Srinivasan và Kalaivani, 2013). Kết quả là trong dài hạn sẽ làm giảm xuất khẩu của Việt Nam nếu tỷ giá hối đối cứ tiếp tục có sự biến động cao.
Tuy nhiên, khi xét đến mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá hối đoái được đo lường bởi tỷ giá hối đối thực có hiệu lực và xuất khẩu của Việt Nam thì có thể thấy rằng hệ số ước lượng ngắn hạn của biến số tỷ giá hối đối thực có hiệu lực ở 02 tháng trước là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy rằng độ biến động của tỷ giá hối đối thực có hiệu lực trong 03 tháng trước sẽ có tác động cùng chiều đến xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn. Kết quả này tương tự với phát hiện của Vinh và các cộng sự (2017) đã tìm thấy trong nghiên cứu của các tác giả khi nghiên cứu tại Việt Nam.
Bảng 4.8. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá thực có hiệu lực và xuất khẩu
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(lxk(-1)) -0.416861 0.119837 -3.478576 0.0012 D(lxk(-2)) -0.314691 0.122694 -2.564850 0.0141 D(lxk(-3)) -0.345343 0.103007 -3.352619 0.0017 D(lgdp) 0.427768 0.104257 4.103000 0.0002 D(lexprice) 1.055443 0.184820 5.710666 0.0000 D(lexprice(-1)) -0.899375 0.226415 -3.972235 0.0003 D(lexprice(-2)) -0.443967 0.201517 -2.203124 0.0333 D(lexprice(-3)) -0.774066 0.187754 -4.122772 0.0002 D(reervol) 0.270294 0.228472 1.183055 0.2436 D(reervol(-1)) -0.606996 0.435733 -1.393046 0.1711 D(reervol(-2)) 0.660388 0.245529 2.689656 0.0103 Cointeq(-1) -0.347176 0.092961 -3.734625 0. 0006 Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0
Có thể giải thích sự khác biệt của phát hiện này so với mối quan hệ trong dài hạn là có thể do hiệu ứng thu nhập lấn át hiệu ứng thay thế (De Grauwe, 1988). Trong khi hiệu ứng thay thế có thể làm cho các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro của Việt Nam giảm các hoạt động xuất khẩu vì lợi ích biên của hoạt động xuất khẩu giảm xuống, thì hiệu ứng thu nhập lại thúc đẩy các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro của Việt Nam gia tăng xuất khẩu nhằm né tránh sự sụt giảm đáng kể của doanh thu ở trong tương lai gần. -20 -15 -10 -5 0 5 10 15 20 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 CUSUM 5% Significance
Hình 4.3. Kiểm định CUSUM của mơ hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ giá hối đối thực có hiệu lực và xuất khẩu
Nguồn: Phần mềm Eviews 9.0 Điều này có thể do các doanh nghiệp gia tăng hoạt động xuất khẩu vì họ đánh giá rằng thị trường trong tương lai sẽ xấu đi bởi những biến động không lường trước được của tỷ giá hối đoái (Kroner và Lastrapes, 1993; Egert và các cộng sự, 2008). Do đó, các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro này sẽ cố gắng giao dịch tại thời điểm hiện tại và cố gắng tối đa hóa lợi nhuận để bù đắp cho những tổn thất bất ngờ có thể xảy ra trong tương lai. Cho nên trong ngắn hạn, hiệu ứng thu nhập có thể lấn át hiệu ứng thay thế, và kết quả là doanh nghiệp sẽ xuất khẩu nhiều hơn cũng như xuất khẩu của
-0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 CUSUM of Squares 5% Significance
Hình 4.4. Kiểm định CUSUMSQ của mơ hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ giá hối đối thực có hiệu lực và xuất khẩu
Nguồn: Phần mềm Eviews 9.0 Để khẳng định kết quả hồi quy từ mơ hình ARDL là phù hợp và đáng tin cậy, luận văn sử dụng kiểm định CUSUM và CUSUMSQ để kiểm tra tính ổn định của mơ hình và được thể hiện trong hình 4.3 và 4.4. Hình 4.3 thể hiện kết quả kiểm định CUSUM cho thấy tổng tích lũy phần dư đệ quy nằm trong dải cộng trừ ý nghĩa thống kê 5% ở tất cả bảy đối tương nghiên cứu.
Tương tự vậy, hình 4.4 thể hiện kết quả kiểm định CUSUMSQ cho thấy rằng mơ hình tương đối ổn định. Do đó có thể nói hàm hồi quy mà luận văn thu được là ổn định trong thời kỳ nghiên cứu từ Quý I năm 2002 đến Quý IV năm 2016.
4.4. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá thực và
nhập khẩu
Đồng thời trong phần này luận văn trình bày kết quả ước lượng mơ hình ARDL với biến phụ thuộc là nhập khẩu và đại diện của biến độ biến động của tỷ giá hối đoái là tỷ giá hối đối thực có hiệu lực. Kết quả được trình bày trong bảng 4.9. Qua bảng 4.9 có thể thấy rằng, tương tự với trong trường hợp xuất khẩu, hệ số ước lượng
của GDP và chỉ số giá nhập khẩu là dương và ở mức ý nghĩa thống kê 5%. Điều này cho thấy rằng GDP và chỉ số giá nhập khẩu có mối quan hệ cùng chiều với nhập khẩu trong dài hạn. Khi GDP và chỉ số giá nhập khẩu gia tăng thì sẽ làm gia tăng nhập khẩu của Việt Nam. Phát hiện này tương đồng với các bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy bởi Asteriou và các cộng sự (2016).
Bảng 4.9. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá thực có hiệu lực và nhập khẩu
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Lgdp 0.980800 0.052029 18.851129 0.0000
Limprice 3.006578 1.211266 2.482179 0.0162
Reervol -0.874103 0.531711 -1.643946 0.1060
C -21.650965 6.330474 -3.420117 0.0012
Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0 Đồng thời hệ số của biến số biến động tỷ giá hối đối thực có hiệu lực là âm tương tự trong trường hợp xuất khẩu, nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Điều này cho thấy rằng tác động của độ biến động tỷ giá hối đoái đến nhập khẩu khơng có ý nghĩa thống kê trong dài hạn. Tuy nhiên khi phân tích mối quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến số này (kết quả được trình bày trong bảng 4.10), có thể thấy rằng trong ngắn hạn độ biến động tỷ giá hối đối thực có hiệu lực thể hiện ảnh hưởng ngược chiều đến nhập khẩu của Việt Nam ở mức ý nghĩa thống kê 10%. Kết quả này cho thấy rằng trong ngắn hạn, khi độ biến động tỷ giá hối đối càng cao thì sẽ càng làm giảm nhập khẩu của Việt Nam. Đối với mối quan hệ giữa