Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews.
Kết quả cho thấy cán cân thương mại được cải thiện khi có một cú sốc tỷ giá danh nghĩa song phương kéo dài khoản ba quý và có sự sụt giảm trong một quý trước khi đi vào ổn định và khơng cịn tác động đến cán cân thương mại. Tuy nhiên ở khía cạnh ngược lại một cú sốc tỷ giá danh nghĩa đa phương sẽ làm cho cán cân thương mại xấu đi khoản ba q (mặc dù khơng có ý nghĩa về mặt thống kê) trước khi có một sự cải thiện đôi chút và đi vào ổn định (tuân theo hiệu ứng đường cong J). Điều này lại một lần nữa cho thấy rằng việc điều hành tỷ giá trong thời gian vừa qua là chưa thực sự hiệu quả, mức điều chỉnh trong tỷ giá danh nghĩa chưa đủ tác động đến tỷ giá thực, tỷ giá danh nghĩa đa phương để có thể năng cao khả năng cạnh tranh của hàng hố Việt Nam trên thị trường. Ngồi ra một lý do được Tô Trung Thành (2012) đưa ra là do nhu cầu nhập khẩu của Việt Nam là quá lớn để phục vụ cho quá trình phát triển kinh tế, nhập khẩu đề sản xuất hàng xuất khẩu (chiếm 70-80%) do đó việc điều chỉnh tỷ giá dường như
khơng thể cắt giảm được tình trạng nhập siêu. Điều này được minh hoạ qua hình 4.10.
Hình 4.10.Phản ứng của cán cân thương mại trước các cú sốc tỷ giá danh nghĩa Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews.
Ở khía cạnh khác cú sốc chính sách tiền tệ (cú sốc lãi suất) có tác động khơng thay đổi so với mơ hình ban đầu. Ngồi ra, đề tài cũng tìm thấy việc xuất hiện của price puzzle trong khoản hai quý đầu và exchange rate puzzle trong khoản hai q đầu trong mơ hình thay thế (4.1), tuy nhiên trong mơ hình (4.2) thì đề tài chỉ tìm thấy hiện tượng price puzzle trong khoản hai kỳ đầu nhưng khơng tìm thấy hiện tượng exchange rate puzzle vì tỷ giá giảm ngay sau khi có một cú sốc thắt chặt chính sách tiền tệ. Đi từ mơ hình VAR cơ bản đến các mơ hình thay thế này cho chúng ta một nhận xét rằng kênh lãi suất tạo một phản ứng trễ đối với lạm phát trong khi tỷ giá lại có xu hướng phản ứng nhanh hơn đặc biệt khi xem xét tỷ giá danh nghĩa. Chi tiết các cú sốc khác của các mơ hình thay thế xem phụ lục 7.
4.2.5.3. Phân tích hàm phản ứng thúc đẩy theo mơ hình VAR mở rộng (thêm vào biến q-q*).
Trong phần này đề tài sẽ thêm biến chỉ số chứng khốn đại diện cho dịng vốn gián tiếp tác động đến cán cân thương mại và được đặt sau tỷ giá hối đối thực lý
do cho việc này đã được giải thích ở chương 3, theo đó mơ hình (3.1) được viết lại như sau:
Qui trình ước lượng được thực hiện tương tự như trong mơ hình VAR cơ bản. Độ trễ của mơ hình được chọn theo tiêu chuẩn LR là 3, kết quả kiểm định tính đồng thời bằng khơng của hệ số các biến trong mơ hình cho thấy khơng có độ trễ nào có mà ở đó hệ số của các biến trong mơ hình đồng thời bằng khơng nên độ trễ 3 là độ trễ được chọn để ước lượng mơ hình (Xem thêm phụ lục 8). Mặt khác kiểm định nhân quả Granger cũng cho thấy ở độ trễ 3 các biến có mối quan hệ với nhau về mặt thống kê được thể hiện qua bảng 4.7
Bảng 4.7.Kiểm định nhân quả Granger mơ hình VAR mở rộng
VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Date: 10/01/13 Time: 13:16
Sample: 1996Q1 2012Q4 Included observations: 46
Dependent variable: C-C* Dependent variable: REER
Excluded Chi-sq df Prob. Excluded Chi-sq df Prob. P-P* 3.751555 3 0.2896 C-C* 1.558937 3 0.6687 i-i* 14.78832 3 0.002 P-P* 3.516295 3 0.3187 REER 8.079524 3 0.0444 i-i* 1.187893 3 0.7559 q-q* 2.158537 3 0.5402 q-q* 0.738925 3 0.864 TB 5.459765 3 0.1411 TB 1.078645 3 0.7822 All 41.66651 15 0.0003* All 13.56661 15 0.5586
Dependent variable: P-P* Dependent variable: q-q*
Excluded Chi-sq df Prob. Excluded Chi-sq df Prob. C-C* 7.369494 3 0.061 C-C* 5.143505 3 0.1616 i-i* 12.76871 3 0.0052 P-P* 3.910922 3 0.2712 REER 2.540279 3 0.4681 i-i* 3.154595 3 0.3684 q-q* 6.96717 3 0.073 REER 3.084266 3 0.3788 TB 6.448054 3 0.0917 TB 9.654542 3 0.0217 All 53.83038 15 0.0000* All 30.0399 15 0.0118**
Dependent variable: i-i* Dependent variable: TB
Excluded Chi-sq df Prob. Excluded Chi-sq df Prob. C-C* 6.347497 3 0.0959 C-C* 2.439949 3 0.4862 P-P* 7.0681 3 0.0698 P-P* 0.181603 3 0.9805 REER 7.325601 3 0.0622 i-i* 10.42319 3 0.0153 q-q* 2.959247 3 0.398 REER 1.278979 3 0.7341 TB 3.229002 3 0.3576 q-q* 2.17643 3 0.5366 All 57.47698 15 0.0000* All 29.94014 15 0.0121**
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews,*, ** tương ứng với mức ý nghĩa 1% và 5%.
Ngoài ra, kết quả kiểm tra tính ổn định của mơ hình cho thấy mơ hình là ổn định vì tất cả các nghiệm đều nằm trong vòng tròn nghiệm đơn vị khơng có nghiệm nào nằm ngồi điều này cho phép đề tài thực hiện các phân tích tiếp theo dựa trên mơ hình này. Kết quả được thể hiện trong hình 4.11 cho thấy khơng có chấm nào nằm ngồi vịng trịn nghiệm đơn vị nên mơ hình là ổn định.
Hình 4.11. Kiểm tra tính ổn định của mơ hình VAR mở rộng. Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews. Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews.
Phân tích hàm phản ứng thúc đẩy theo mơ hình VAR mở rộng
Hình 4.12. Phản ứng của cán cân thương mại đối với cú sốc dòng vốn gián tiếp Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews
Hình 4.12. Cho thấy cú sốc dịng vốn gián tiếp có tác động tức thời đến cán cân thương mại khoản 3 quý và sau đó đi vào ổn định tuy nhiên lại khơng có ý nghĩa
thống kê điều này có thể được lý giải là do thị trường chứng khốn Việt Nam cịn q nhiều rủi ro nên dịng vốn này vào và ra nhanh chóng nên sức ép lên tỷ giá là khơng đáng kể và từ đó ảnh hưởng khơng nhiều đến cán cân thương mại, kết quả là giống với nghiên cứu của Ncube và Ndou (2013).
Ngồi ra, trong mơ hình VAR mở rộng hình 4.13 cho thấy có một sự tăng lên trong lạm phát sau cú sốc thắt chặt chính sách tiền tệ (price puzzle) trong khoản hai quý đầu mặc dù rất nhỏ điều này cũng cho thấy một sự phản ứng trễ của lạm phát, tuy nhiên tỷ giá lại có một sự sụt giảm ngay sau cú sốc thắt chặt chính sách tiền tệ nên khơng tìm thấy exchange rate puzzle.
Hình 4.13.Phản ứng lạm phát, tỷ giá khi có cú sốc chính sách tiền tệ theo mơ hình VAR mở rộng.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews.
So sánh phản ứng của cán cân thương mại đối với các cú sốc theo mơ hình cơ bản và mở rộng
Hình 4.14 Cú sốc tỷ giá hối đối thực (REER) khơng có ý nghĩa thống kê trong tác động đến cán cân thương mại. Phản ứng cộng dồn cho thấy tác động của chính sách tiền tệ (i-i*) ở mơ hình cơ bản là mạnh hơn so với mơ hình mở rộng tuy nhiên nó cũng đi vào ổn định sau sáu quý. Tác động của cú sốc tỷ giá ở hai mơ hình là giống nhau khoản bốn quý đầu nhưng sau đó di chuyển theo hai
hướng ngược nhau đối với cán cân thương mại, tuy nhiên vẫn khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Ngoài ra, tác động của các cú sốc khác theo mơ hình cơ bản có xu hướng mạnh hơn so với mơ hình VAR mở rộng. Điều này cho thấy khi nền kinh tế ngày càng mở cửa thì mức độ chi phối của yếu tố thị trường ngày càng tăng và tác dụng của các chính sách sẽ giảm dần.
Hình 4.14.Phản ứng tích luỹ của cán cân thương mại đối với các cú sốc theo mơ hình cơ bản và mở rộng.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews.
Do đề tài sử dụng mơ hình VAR đệ quy nên kết quả nghiên cứu tuỳ thuộc vào việc sắp xếp trật tự các biến theo Sarno và Thornton (2004) nên trong phần này đề tài cũng sử dụng các mơ hình thay thế bằng cách đảo vị trí các biến như trong nghiên cứu của Ncube và Ndou (2013). Theo đó các mơ hình thay thế mơ hình VAR mở rộng gồm có:
Kết luận về tác động của cú sốc chính sách tiền tệ và cú sốc tỷ giá đến cán cân thương mại là không thay đổi khi ta thay đổi vị trí của các biến theo như mơ hình (4.2) và mơ hình (4.3). Kết quả chi tiết hàm phản ứng thúc đẩy xem phụ lục 8.
4.2.6. Phân rả phương sai
Kỹ thuật phân rả phương sai nhằm đánh giá xem với mức độ biến động của cán cân thương mại Việt Nam thì cú sốc (nhân tố) nào giải thích nhiều hơn cho sự biến động đó. Theo đó kết quả phân rả phương sai được thể hiện như bảng sau: Bảng 4.8. Phân rả phương sai của cán cân thương mại theo các mơ hình
Mơ hình (3.1) CÚ SỐC Kỳ C-C* P-P* i-i* REER TB 1 59.25 0.40 0.41 0.02 39.92 5 47.44 3.80 19.11 0.50 29.15 10 47.15 3.82 18.82 1.39 28.81 15 46.95 3.83 19.08 1.41 28.74 20 46.90 3.82 19.12 1.41 28.75
Mơ hình (4.1) C-C* P-P* i-i* NEER TB
1 57.91 0.05 0.65 1.04 40.35
5 44.36 3.79 19.08 6.60 26.17
10 44.00 4.02 18.72 6.95 26.31
15 43.77 4.00 19.03 6.87 26.33
20 43.72 3.99 19.08 6.86 26.35
Mơ hình (4.2) C-C* P-P* i-i* USDVND TB
1 55.07 1.05 0.41 1.96 41.52
5 43.38 5.20 17.27 4.80 29.35
10 43.65 5.24 17.13 5.41 28.57
15 43.08 5.19 17.52 5.82 28.39
20 42.93 5.17 17.56 6.01 28.33
Mơ hình (4.3) C-C* P-P* i-i* REER q-q* TB
1 52.70 0.96 0.00 0.06 0.58 45.70
5 43.17 6.00 16.39 1.39 3.13 29.91
10 38.47 9.19 15.03 2.80 3.25 31.27
15 37.57 9.58 15.65 3.20 3.29 30.71
20 37.36 9.52 15.76 3.33 3.30 30.72
Bảng 4.8 cho thấy sự biến động trong cán cân thương mại ở kỳ đầu tiên phần lớn được giải thích bởi cú sốc chi tiêu và cú sốc của bản thân nó (trên 98%), sự giải thích của các cú sốc khác gần như khơng đáng kể. Xét theo thời gian cho những kỳ tiếp theo thì tầm quan trọng của các nhân tố ảnh hưởng đối với cán cân thương mại vẫn không thay đổi. Tuy nhiên sự đóng góp trong của nhân tố lãi suất ngày càng lớn dần chẳng hạn theo mơ hình (3.1) thì ở kỳ 1 là 0.41% tuy nhiên sang kỳ 5 và kỳ 10 thì mức này đã tăng lên 19.11% và 18.82% hay theo mơ hình (4.3) kỳ 1 giải thích chưa đến 1% nhưng kỳ 5 đã lên 16.39% ở kỳ 5, 10 và 20 trên 15% tương tự cho các mơ hình cịn lại thì nhân tố lãi suất ngày càng giải thích nhiều hơn cho sự biến động của cán cân thương mại. Cú sốc tỷ giá hối đối thực hiệu lực (REER) giải thích rất ít cho sự biến động của cán cân thương mại (kỳ 1 là 0.02% và kỳ 20 là 1.41% theo mơ hình (3.1), tương tự mức giải thích cũng rất ít như trong mơ hình (4.3) kỳ 1 là 0.06% và kỳ 20 là 3.33%) tuy nhiên cú sốc tỷ giá danh nghĩa (tỷ giá danh nghĩa đa phương-NEER và tỷ giá danh nghĩa song phương-USD/VND) đóng góp nhiều hơn tỷ giá hối đối thực hiệu lực (mơ hình (4.1) kỳ 1 là 0.65% nhưng đến kỳ 5 là 6.6% và kỳ 20 là 6.87% hay theo mơ hình (4.2) kỳ 1 là 1.96% kỳ 5 là 4.80% và 6.01% ở kỳ 20). Như vậy cho thấy việc phá giá tiền đồng chỉ góp phần cải thiện cán cân thương mại trong ngắn hạn nhưng trong dài hạn dường như nó khơng có tác dụng và làm mất sức cạnh tranh của hàng hố Việt Nam trên thị trường. Ngồi ra do mức độ giải thích của 2 cú sốc chính (cú sốc chính sách tiền tệ, tỷ giá hối đoái) đến sự biến động của cán cân thương mại là chưa đến 30% điều này cho chúng ta nhận định rằng việc nỗ lực theo đuổi các cú sốc danh nghĩa (chính sách tiền tệ, tỷ giá) chưa thể giải quyết hết vấn đề nhập siêu (thâm hụt cán cân thương mại) của nền kinh tế Việt Nam.
4.3.Tổng hợp kết quả nghiên cứu và so sánh
Với những kết quả thu được từ mơ hình nghiên cứu thực nghiệm. Thì đề tài đã tập trung và giải quyết được hai câu hỏi nghiên cứu trọng tâm của đề tài. Theo đó kết quả như sau:
Thứ nhất, một cú sốc chính sách tiền tệ sẽ làm cho biến động trong cán cân
thương mại theo hướng cùng chiều, hiệu ứng hấp thụ thu nhập thì mạnh hơn hiệu ứng chuyển dịch chi tiêu nên cán cân thương mại sẽ được cải thiện khi có một cú sốc tác thắt chặt chính sách tiền tệ. Điều này thì ngược lại so với nghiên cứu của Ncube và Ndou (2013) theo đó tác giả tìm thấy một cú sốc trong chính sách tiền tệ làm cán cân thương mại là xấu đi nguyên nhân là do ở Nam Phi thì hiệu ứng chuyển dịch chi tiêu thì mạnh hơn hiệu ứng hấp thụ thu nhập.
Thứ hai, một cú sốc trong tỷ giá hối đoái thực và tỷ giá danh nghĩa đa phương
khơng có ý nghĩa về mặt thống kê đối với cán cân thương mại. Tuy nhiên một cú sốc tăng trong tỷ giá danh nghĩa song phương (đồng nội tệ giảm giá) sẽ giúp cải thiện trong cán cân thương mại, kết quả là giống với nghiên cứu của Ncube và Ndou (2013).
Bảng 4.9 đề tài thực hiện tổng hợp kết quả từ các mơ hình thực nghiệm trong tương quan so sánh với nghiên cứu gốc Nube và Ndou (2013) mà đề tài dựa vào và so sánh với các nghiên cứu trước đây. Kết quả cho thấy có khác nhau về kết quả nghiên cứu của đề tài cho trường hợp Việt Nam và các nghiên cứu khác có thể được lý giải là do sự khác nhau về đặc thù kinh tế ở mỗi quốc gia khác nhau, cách vận hành nền kinh tế cũng, quy mô thị trường và thời gian của chuỗi dữ liệu nghiên cứu khác nhau nên kết quả cũng khác nhau. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu vẫn nhất quán với kết quả nghiên cứu gần đây của Tô Trung Thành (2012) cho trường hợp của Việt Nam.
Bảng 4.9. Tổng hợp kết quả nghiên cứu
Hướng biến động của cán cân thương mại khi chịu tác động của các cú sốc Đề tài
Nghiên cứu gốc Ncube và Ndou
(2013)
Các nghiên cứu khác
Cú sốc Tương quan Tương quan Tương
quan
Tác giả
Chi tiêu - Khơng có ý
nghĩa - Fratzscher và cộng sự (2007) Lạm phát Khơng có ý nghĩa Khơng có ý nghĩa - Muco và cộng sự (2004) Lãi suất + - + Ivrendi và Guloglu (2010) Tỷ giá hối đối - REER Khơng có ý nghĩa + Khơng có ý nghĩa Tơ Trung Thành (2012) - NEER Khơng có ý nghĩa + + Kim và Buyangerel (2013) - USD/VND + + (USD/RAND) Dòng vốn gián tiếp Khơng có ý nghĩa Khơng có ý nghĩa - Fratzscher và cộng sự (2007)
Tác động của cú sốc chính sách tiền tệ và tỷ giá đến cán cân thương mại Đề tài Nghiên cứu gốc: Ncube và Ndou (2013)
- Kênh hấp thụ thu nhập thì mạnh hơn kênh hiệu ứng chuyển đổi chi tiêu nên theo sau một chính sách tiền tệ thắt chặt thì cán cân thương mại của Việt Nam sẽ được cải thiện.
- Kênh hiệu ứng chuyển đổi chi tiêu thì tác động mạnh hơn là kênh hấp thụ thu nhập nên theo sau một chính sách thắt chặt tiền tệ thì cán cân thương mại của Nam Phi sẽ xấu đi .
Cú sốc tỷ giá hối đoái thực, tỷ giá
danh nghĩa đa phương khơng có ý nghĩa thống kê trong tác động đến cán cân thương mại.
Cú sốc tăng trong tỷ giá danh nghĩa song phương có tác động giúp cải thiện trong cán cân thương mại.
- Cú sốc giảm giá đồng RAND sẽ làm cán cân thương mại của Nam Phi được cải thiện. - Cú sốc tăng trong tỷ giá danh nghĩa song
phương (đồng nội tệ giảm giá) làm cán cân thương mại sẽ được cải thiện. - Xuất hiện price puzzle khi cú sốc- Xuất hiện price puzzle theo sau một
chính sách thắt chặt tiền tệ. Ngồi ra bài nghiên cứu cịn tìm thấy sự xuất hiện của exchange rate puzzle. thắt chặt chính sách tiền
bằng chứng về sự xuất exchange rate puzzle.tệ. Có íthiện của