Luận văn thạc sĩ Tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam

Luận văn áp dụng mô hình kinh tế lượng nghiên cứu chuỗi thời gian, cụ thể là mô hình trễ phân bố trong quá trình tự hồi quy ARDL - Autoregressive Distributed Lags nghiên cứu sự tồn tại h

-O0O -NGUYỄN THỊ KIM HOÀNG

TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ ĐẾN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

TP.Hồ Chí Minh – 2013

-O0O -NGUYỄN THỊ KIM HOÀNG

TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ ĐẾN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM

CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS LÊ PHAN THỊ DIỆU THẢO

TP.Hồ Chí Minh – 2013

tài nghiên cứu do chính tác giả thực hiện Đề tài này thực hiện thông qua việc vận dụng kiến thức đã học, nhiều tài liệu tham khảo và sự tận tình hướng dẫn của giảng viên hướng dẫn

Luận văn này không sao chép từ bất kỳ một nghiên cứu nào khác

Tôi xin cam đoan những lời nêu trên đây là hoàn toàn đúng sự thật

TP.Hồ Chí Minh, ngày 25 tháng 11 năm 2013 Tác giả

Nguyễn Thị Kim Hoàng

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG BIỂU

DANH MỤC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ

Tóm tắt 1

1 Giới thiệu 3

1.1 Lý do chọn đề tài 3

1.2 Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu 4

1.3 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 5

1.3.1 Đối tượng nghiên cứu 5

1.3.2 Phạm vi nghiên cứu 5

1.4 Phương pháp nghiên cứu 5

1.5 Cấu trúc của luận văn 6

2 Khung lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại 6

2.1 Khung lý thuyết về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại 6

2.1.1 Hiệu ứng của phá giá lên cán cân thương mại 6

2.1.2 Hệ số co giãn xuất nhập khẩu và điều kiện Marshall – Lerner 9

2.2.2 Tóm lược các kết quả nghiên cứu 18

3.1 Dữ liệu nghiên cứu và mô tả các biến 23

3.1.1 Dữ liệu nghiên cứu 23

3.1.2 Mô tả các biến và nguồn thu thập dữ liệu 23

3.2 Mô hình nghiên cứu 27

3.2.1 Kiểm định tính dừng 30

3.2.2 Kiểm định đồng liên kết 32

3.2.3 Hồi quy mô hình ARDL 33

3.2.4 Phân rã phương sai và hàm phản ứng đẩy 37

4 Kết quả nghiên cứu 37

4.1 Kiểm định tính dừng 37

4.1.1 Kiểm định tính dừng bằng ADF Test 37

4.1.2 Kiểm định tính dừng bằng PP Test 39

4.2 Kiểm định đồng liên kết 41

4.3 Mô hình ARDL 43

4.3.1 Kết quả Kiểm định F-test cho các biến thêm vào của mô hình 43

4.3.2 Xác định độ trễ tối ưu của mô hình 45

4.3.3 Khảo sát tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại trong ngắn hạn 47

4.3.4 Khảo sát tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại trong dài hạn 48

4.4 Các kiểm định của mô hình 48

4.4.1 Kiểm định của tính giải thích của mô hình 48

4.4.2 Kiểm định của tự tương quan của các biến trong mô hình 49

4.5.1 Phân rã phương sai 53 4.5.2 Hàm phản ứng đẩy 55

5 Kết luận 56

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

ADF Augemented Dicky-Fuller Kiểm định ADF

tự hồi quy

Bảng 1 Tóm tắt các kết quả nghiên cứu thực nghiệm 19

Bảng 2 Các đối tác thương mại lớn với Việt Nam trong giai đoạn 2000 Q1 đến 2013 Q1 25

Bảng 3 Kiểm định tính dừng các biến LnTB, LnYd, LnYf, LnREER bằng ADF Test 38

Bảng 4 Kiểm định tính dừng các biến dLnTB, dLnYd, dLnYf, dLnREER bằng ADF Test… 39

Bảng 5 Kiểm định tính dừng các biến LnTB, LnYd, LnYf, LnREER bằng PP Test 40

Bảng 6 Kiểm định tính dừng các biến dLnTB, dLnYd, dLnYf, dLnREER bằng PP Test 41

Bảng 7 Giá trị thống kê F tính toán được với các mức trễ 44

Bảng 8 Độ trễ và các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ tối ưu của mô hình 45

Bảng 9 Kiểm định hệ số γi từ mô hình 47

Hình 1 Hiệu ứng đường cong J 8

Hình 2 Sơ đồ tóm tắt phương pháp nghiên cứu 29

Hình 3 Kiểm định đồng liên kết bằng Johansen Cointegration Test 42

Hình 4 Kết quả hồi quy mô hình ARDL với mức trễ tối ưu 46

Hình 5 Kết quả kiểm định tính tự tương quan của các biến trong mô hình 50

Hình 6 Kiểm định Ramsey RESET Test 51

Hình 7 Kết quả kiểm định CUSUM 52

Hình 8 Kiểm định CUSUM of Square test 53

Hình 9 Phân rã phương sai đối với biến cán cân thương maị 54

Hình 10 Hàm phản ứng đẩy đối với biến cán cân thương mại 55

Tóm tắt

Việt Nam đã trải qua khá nhiều lần phá giá đồng nội tệ với mục đích cải thiện cán cân thương mại Tuy nhiên theo lý thuyết đường cong J thì sau khi phá giá đồng nội tệ, cán cân thương mại sẽ xấu đi sau một khoảng thời gian ngắn do hiệu ứng giá cả, sau khi hiệu ứng khối lượng bắt đầu phát huy được tác dụng thì cán cân thương mại mới bắt đầu được cải thiện Trong khi các nước ở thị trường mới nổi đang vận hành một chính sách phá giá đồng nội tệ với mong muốn cải thiện ngay lập tức cán cân thương mại thì kết quả thực nghiệm lại không đáp ứng cho các kỳvọng này Nhiều nhà nghiên cứu cho thấy việc phá giá có thể cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn nhưng xét về ngắn hạn thì cán cân thương mại sẽ bịthâm hụt trong giai đoạn đầu Đề tài này sẽ nghiên cứu về lý thuyết đường cong J

để xem xét liệu đường cong J có tồn tại ở Việt Nam hay không, liệu phá giá có thểngay lập tức cải thiện được cán cân thương mại và nếu có thì hiệu ứng giá cả sẽdiễn ra trong bao lâu trước khi hiệu ứng khối lượng bắt đầu phát huy tác dụng Tác giả sử dụng phương pháp tiếp cận mô hình dạng rút gọn1 (reduced-form model approach) để ước tính phản ứng của cán cân thương mại do sự phá giá đồng nội tệ Luận văn áp dụng mô hình kinh tế lượng nghiên cứu chuỗi thời gian, cụ thể

là mô hình trễ phân bố trong quá trình tự hồi quy (ARDL - Autoregressive Distributed Lags) nghiên cứu sự tồn tại hiệu ứng đường cong J trong ngắn hạn và hiệu ứng trong dài hạn của cán cân thương mại Việt Nam khi phá giá đồng nội tệ Trong luận văn này, cán cân thương mại Việt Nam được đại diện bằng tổng giá trịtrao đổi thương mại với 20 nước đối tác chính, chiếm hơn 80% tổng giá trị ngoại thương của Việt Nam

1 Mô hình ước lượng xuất khẩu và nhập khẩu

Trong ngắn hạn, việc phá giá đồng nội tệ có tạo hiệu ứng đường cong J tới cán cân thương mại của Việt Nam Phá giá đồng nội tệ sẽ tác động xấu đến cán cân thương mại của Việt Nam trong quí đầu tiên và chỉ có tác động tích cực đến cán cân này

từ quí thứ hai trở đi

Trong dài hạn, việc phá giá đồng nội tệ cũng có hiệu ứng cải thiện tích cực đến cán cân thương mại Việt Nam

Nhìn chung, kết quả nghiên cứu giải quyết được câu hỏi có hay không việc điều chỉnh tỷ giá hối đoái làm xảy ra hiệu ứng chữ J trong ngắn hạn và cải thiện cán cân thương mại của Việt Nam trong dài hạn

1 Giới thiệu

1.1 Lý do chọn đề tài

Thành phần chính của sự thâm hụt tài khoản vãng lai là thâm hụt thương mại hàng hóa do tình trạng trì trệ xuất khẩu và gia tăng nhập khẩu trong nhiều năm Để nâng cao khả năng cạnh tranh của quốc gia, chính phủ có thể can thiệp bằng cả phương pháp tiếp cận bên trong và phương pháp tiếp cận bên ngoài Phương pháp tiếp cận bên trong là dựa trên các chính sách từ phía nhà cung cấp, chẳng hạn như tác động đến hiệu suất lao động hoặc tiền lương bằng cách kiềm chế lạm phát, giảm thuế, ví

dụ như thuế đánh trên lợi nhuận của nhà sản xuất Phương pháp tiếp cận bên ngoài

là phá giá đồng nội tệ

Để giảm bớt thâm hụt mậu dịch hàng hóa, có hai nhóm ý kiến về việc phá giá đồng nội tệ Một nhóm ủng hộ việc giảm tỷ giá hối đoái danh nghĩa, nhóm khác ủng hộ việc duy trì chính sách tỷ giá hối đoái thả nổi có quản lý Tại Việt Nam, với mục đích là cải thiện cán cân thương mại, các nhà chính sách đã liên tục cho phá giá đồng nội tệ nhiều lần Theo lý thuyết đường cong J thì khi phá giá đồng nội tệ, trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả có tính trội hơn hiệu ứng khối lượng nên làm xấu đi cán cân thương mại, ngược lại trong dài hạn, hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân thương mại được cải thiện

Một số nghiên cứu về mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỷ giá của các quốc gia cho thấy việc phá giá đồng nội tệ tạo nên đường biểu diễn cán cân thương mại theo thời gian có hình dáng của chữ J Tính chất này được xác định bởi sự xấu đi sau đó là cải thiện trong ngắn hạn của cán cân thương mại, được gọi là hiệu ứng đường cong J Áp dụng hiệu ứng này, một trong những mục tiêu của việc phá giá đồng nội tệ mà các nước hay áp dụng là nhằm cải thiện cán cân thương mại

Tuy nhiên, cũng có một số nghiên cứu khác tại một số nền kinh tế khác nhau cho thấy rằng việc phá giá đồng nội tệ không làm xảy ra hiệu ứng đường cong J Sau khi phá giá, cán cân thương mại có những biến động nhất định nhưng không có hình dạng chữ J theo thời gian Nếu điều này xảy ra thì quyết định phá giá đồng nội tệ của một quốc gia có thể không đạt được mục tiêu cải thiện cán cân thanh toán hoặc các mục tiêu khác về kinh tế, xã hội.

Đề tài này sẽ nghiên cứu về lý thuyết đường cong J để xem xét liệu hiệu ứng đường cong J có tồn tại ở Việt Nam hay không, liệu phá giá đồng nội tệ có thểngay lập tức cải thiện được cán cân thương mại và nếu có thì hiệu ứng giá cả sẽdiễn ra trong bao lâu trước khi hiệu ứng khối lượng bắt đầu phát huy tác dụng Bởi vì các nhà hoạch định chính sách thường quan tâm nhiều đến kết quả cải thiện cán cân thương mại gộp hơn là kết quả cải thiện cán cân thương mại đối với từngđối tác thương mại riêng rẽ nên trong luận văn này, tác giả chỉ tập trung nghiên cứu ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá đến cán cân thương mại gộp

1.2 Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu

Mục tiêu nghiên cứu của luận văn là xác định được mối quan hệ giữa việc phá giá đồng nội tệ và xu hướng biến động của cán cân thương mại sau khi phá giá Điều này sẽ góp phần giúp các nhà hoạch định chính sách có những chuẩn bị và động thái phù hợp nhằm đạt được các mục tiêu kỳ vọng và hạn chế các tác động tiêu cực đến nền kinh tế

Với mục tiêu nghiên cứu nêu trên, luận văn này tập trung trả lời cho câu hỏi nghiên cứu phá giá đồng nội tệ tác động như thế nào đến cán cân thương mại trong ngắn hạn, liệu có xảy ra hiệu ứng chữ J không và việc phá giá này có giúp cải thiện cán cân thương mại của Việt Nam trong dài hạn hay không

1.3 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

1.3.1 Đối tượng nghiên cứu

Đối tượng nghiên cứu của luận văn bao gồm trị giá xuất nhập khẩu của Việt Nam với các nước đối tác, tỷ giá tiền đồng so với một số đồng tiền của các đối tác, tỷgiá nội tệ của các đối tác này so với đồng USD, chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và tổng sản phẩm quốc dân (GDP) của Việt Nam và các nước đối tác

1.3.2 Phạm vi nghiên cứu

Cán cân thương mại của Việt Nam với thế giới trong bài nghiên cứu này được hiểu

là tương đương với cán cân thương mại của 20 nước đối tác có giá trị trao đổi thương mại lớn nhất, chiếm hơn trên 80% tổng giá trị ngoại thương của Việt Nam

Tỷ giá hối đoái thực đa phương được tính toán dựa trên tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương của Việt Nam và các đối tác so với đồng USD Trong đó tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương sử dụng là tỷ giá trung bình của kỳ

Tất cả các số liệu đều được thu thập theo quí, trong giai đoạn từ quí 1 năm 2000 đến hết quí 1 năm 2013

1.4 Phương pháp nghiên cứu

Luận văn sử dụng mô hình kinh tế lượng nghiên cứu chuỗi thời gian, cụ thể là mô hình trễ phân bố trong quá trình tự hồi quy (ARDL - Autoregressive Distributed Lags) được phát triển bởi Pesaran và Shin (1997), nghiên cứu sự tồn tại hiệu ứng đường cong J trong ngắn hạn và hiệu ứng trong dài hạn với cán cân thương mại Việt Nam với các đối tác lựa chọn khi phá giá đồng tiền Việt Nam

Phương pháp nghiên cứu phân tích cho chuỗi dữ liệu thời gian cụ thể là: kiểm định tính dừng, kiểm định đồng liên kết, mô hình phân bố trễ trong quá trình tự hồi quy, kiểm định tính giải thích của mô hình, kiểm định tính tự tương quan của các biến trong mô hình, kiểm định sự ổn định của mô hình, kiểm định sự phù hợp của mô hình, phân rã phương sai và hàm phản ứng đẩy.

1.5 Cấu trúc của luận văn

Cấu trúc của luận văn được trình bày bao gồm phần tóm tắt, phần một là giới thiệu, phần hai là khung lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của

tỷ giá đến cán cân thương mại, phần ba là mô hình nghiên cứu, phần bốn là kết quả nghiên cứu, phần năm là kết luận, cuối cùng là tài liệu tham khảo và phụ lục

2 Khung lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại

2.1 Khung lý thuyết về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại

2.1.1 Hiệu ứng của phá giá lên cán cân thương mại

Nhân tố tỷ giá chỉ tác động đến cán cân thương mại và dịch vụ, các bộ phận còn lại của cán cân thanh toán không chịu ảnh hưởng bởi những thay đổi của tỷ giá Ngoài ra, do phạm vi nghiên cứu là tác động của tỷ giá đối với cán cân thương mại nên sau đây tác giả chỉ trình bày nội dung tác động của phá giá đối với cán cân thương mại mà thôi

Phá giá tiền tệ là làm giảm giá trị đồng nội tệ so với các ngoại tệ khác Phá giá sẽlàm tăng tỷ giá danh nghĩa kéo theo tỷ giá thực tăng sẽ kích thích xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu, cải thiện cán cân thương mại

Khi tỷ giá tăng, giá cả của hàng hóa nhập khẩu tính bằng nội tệ tăng, giá hàng hóa xuất khẩu tính bằng ngoại tệ giảm Hiện tượng này gọi là hiệu ứng giá cả Khi phá giá đồng nội tệ, giá hàng xuất khẩu rẻ hơn đã làm tăng khối lượng xuất khẩu trong khi hạn chế khối lượng nhập khẩu Hiện tượng này gọi là hiệu ứng khối lượng Cán cân thương mại xấu đi hay được cải thiện tùy thuộc vào hiệu ứng giá cả và hiệu ứng số lượng cái nào trội hơn.

Trong ngắn hạn, khi tỷ giá tăng trong lúc giá cả và tiền lương trong nước tương đối cứng nhắc sẽ làm giá hàng hóa xuất khẩu rẻ hơn, nhập khẩu trở nên đắt hơn: các hợp đồng xuất khẩu đã được ký kết với tỷ giá cũ, các doanh nghiệp trong nước chưa huy động đủ nguồn lực để sẵn sàng tiến hành sản xuất nhiều hơn trước nhằmđáp ứng nhu cầu xuất khẩu tăng lên, cũng như nhu cầu trong nước tăng lên Ngoài

ra, trong ngắn hạn, cầu hàng nhập khẩu không nhanh chóng giảm còn do tâm lý người tiêu dùng Khi phá giá, giá hàng nhập khẩu tăng lên, tuy nhiên, người tiêu dùng có thể lo ngại về chất lượng hàng nội hay trong nước chưa có hàng thay thếxứng đáng hàng nhập khẩu làm cho cầu hàng nhập khẩu chưa thể giảm ngay Do

đó, số lượng hàng xuất khẩu trong ngắn hạn không tăng lên nhanh chóng và sốlượng hàng nhập cũng không giảm mạnh Vì vậy, trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả

có tính trội hơn hiệu ứng số lượng làm cho cán cân thương mại xấu đi

Trong dài hạn, giá hàng nội địa giảm đã kích thích sản xuất trong nước và người tiêu dùng trong nước cũng đủ thời gian tiếp cận và so sánh chất lượng hàng trong nước với hàng nhập Mặt khác, trong dài hạn, doanh nghiệp có thời gian tập hợp

đủ các nguồn lực để tăng khối lượng sản xuất Lúc này sản lượng bắt đầu co giãn, hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân thương mại được cải thiện

Đường cong J là một đường mô tả hiện tượng cán cân vãng lai bị xấu đi trong ngắn hạn và chỉ cải thiện trong dài hạn Đường biểu diễn hiện tượng này giống hình chữ J Theo kết quả nghiên cứu của Krugman (1991), người đã tìm ra hiệu ứng đường cong J khi phân tích cuộc phá giá đô la Mỹ trong thời gian 1985–1987, thì ban đầu cán cân vãng lai xấu đi, sau đó khoảng hai năm cán cân vãng lai đã được cải thiện.

Hình 1 Hiệu ứng đường cong J

2.1.2 Hệ số co giãn xuất nhập khẩu và điều kiện Marshall – Lerner

Phương pháp hệ số co giãn do hai tác giả Alfred Marshall và Abba Lerner áp dụng lần đầu và được Joan Robinson (1973), Fritz Machlup (1955) mở rộng Phương pháp này dựa trên giả thiết là cung và cầu hàng hóa có hệ số co giãn hoàn hảo, nghĩa là ứng với mỗi mức giá nhất định thì nhu cầu hàng hóa xuất nhập khẩu luôn luôn được thỏa mãn Nội dung của phương pháp này chủ yếu phân tích những tác động của phá giá lên cán cân vãng lai

Hệ số co giãn xuất khẩu thể hiện phần trăm thay đổi của xuất khẩu khi tỷ giá thay đổi 1%

ηm>1) Điều kiện này đặt theo tên của hai học giả kinh tế đã phát hiện ra nó, đó là Alfred Marshall và Abba Lerner

Một số nghiên cứu thực nghiệm về độ co giãn cho thấy rằng trong dài hạn (từ hai đến ba năm) tổng hệ số co giãn xuất khẩu và nhập khẩu lớn hơn 1, tức phá giá có tác động đến xuất nhập khẩu Theo khảo sát thực nghiệm của Goldstein và Kahn (1985) thì tổng hệ số co giãn trong dài hạn (dài hơn hai năm) luôn lớn hơn 1, trong khi trong ngắn hạn (dưới 6 tháng) nó có xu hướng tiến gần đến 1 Nhìn chung, đa

số các nhà nghiên cứu đều cho rằng hệ số co giãn xuất khẩu và hệ số co giãn nhập khẩu trong ngắn hạn nhỏ hơn trong dài hạn Vì vậy, điều kiện Marshall-Lerner chỉ

có thể được duy trì trong dài hạn2

Có quan điểm cho rằng các nước đang phát triển thường phụ thuộc nhiều vào hàng nhập khẩu nên độ co giãn giá của cầu hàng nhập khẩu là nhỏ (tức trị giá nhập khẩu

sẽ không giảm bao nhiêu khi phá giá nội tệ) Các nước phát triển có thị trường xuất khẩu tương đối có tính cạnh tranh nên độ co giãn cầu hàng xuất khẩu có thểlớn hơn (tức giá trị xuất khẩu tăng mạnh khi phá giá nội tệ) Điều này hàm ý rằng phá giá ở các nước phát triển sẽ có tác động cải thiện cán cân thương mại mạnh hơn so với các nước đang phát triển hay nói cách khác, việc phá giá là một giải pháp có thể cải thiện thâm hụt thương mại ở quốc gia này nhưng có thể sẽ không

có tác động ở quốc gia khác Nó cũng khuyến cáo các quốc gia đang phát triển nên thận trọng khi sử dụng biện pháp phá giá mạnh đồng nội tệ của mình nhằm kích thích xuất khẩu

2.1.3 Mô hình lý thuyết

Trong mô hình thay thế không hoàn hảo (the imperfect substitutes model) được đưa ra bởi Goldstein và Kahn (1985), Rose anh Yellen (1989), cán cân thương mại bao gồm các hàng hóa xuất khẩu và nhập khẩu Giả định quan trọng của mô hình

là cả nhập khẩu và xuất khẩu đều không thay thế hoàn hảo cho hàng hóa nội địa,

để độ co giãn hữu hạn của cầu và cung được tính toán dựa trên các hàng hóa được giao dịch nhiều nhất.3

2 Nguyễn Văn Tiến (2005), Tài chính quốc tế hiện đại trong nền kinh tế mở.

3 điều kiện Marshall-Lerner

Qui mô cầu nhập khẩu trong nước – Md, và cầu nhập khẩu của thế giới – M*d, được mô tả bằng phương trình (2.1) và (2.2)

M d = f 1 (Y, P M , P), ∂M∂Y >0, d ∂M∂P d

M <0, ∂M∂P >0 (2.1)d

M * d = f 2 (Y * e, P * M , P * ), ∂M

* d

∂Y*e >0,

∂M*d

∂P*M <0, ∂M

* d

∂P >0 (2.2)

Với, Y là thu nhập trong nước, PM là giá cả trong nước, P là mức giá chung trong nền kinh tế, nó là giá của tất cả hàng hóa được sản xuất trong nước, Y* là thu nhập của nước ngoài, e là tỷ giá hối đoái danh nghĩa được xác định bởi số lượng đơn vịtiền tệ trong nước trên số đơn vị tiền tệ nước ngoài, P*M là giá ngoại tệ thanh toán

Nói cách khác, lượng cầu là một hàm số của thu nhập trong khu vực nhập khẩu, giá cả của hàng hoá nhập khẩu và giá của hàng hóa thay thế trong nước Bởi vì chúng ta làm việc với dữ liệu tổng hợp4, nên tác giả giả định rằng sẽ loại trừ hàng cấp thấp ra Điều này hàm ý rằng cả độ co giãn của cầu theo thu nhập trong nước

và độ co giãn của cầu thu nhập nước ngoài, độ co giãn cầu theo giá chéo đều dương (+) Độ co giãn của cầu theo giá được giả định là âm (-) Trong mô hình này, hàm cầu được mô tả bởi thu nhập hiện tại (không phải là thu nhập thường xuyên hay tạm thời)

Thông thường, trong nhiều mô hình giả định về tính đồng nhất của hàm cầu, người tiêu dùng sẽ không bị ảo giác về tiền, có nghĩa là cầu không thay đổi khi tăng gấp đôi thu nhập và giá cả Vì vậy, giả định về tính đồng nhất này được thể hiện bằng cách chia các biến giải thích cho P Các tham số của hàm cầu được thể hiện theo

4 Chúng ta làm việc với dữ liệu riêng biệt thì các giả định trên là không cần thiết.

thu nhập thực trong thời kỳ thực và giá nhập khẩu tương đối đối với hàng hóa sản xuất trong nước Chúng ta có thể viết lại phương trình (2.1) và (2.2) như sau:

P* (2.4)Bởi vì giá nhập khẩu tương đối tương đương giá ngoại tệ của nhập khẩu từ nước ngoài có điều chỉnh tỷ giá hối đoái, chúng ta có thể xác định giá tương đối của nhập khẩu:

RP M = P P = M eP

* X

P =

eP * P

lượng xuất khẩu trong nước cung cấp cho phần còn lại của thế giới được đưa ra trong phương trình (2.7) và (2.8):

X S = f 3 (P X ,P) (2.7)

X * S = f 4 (P * X , P * ) (2.8)

ngược lại, P*xlà giá ngoại tệ được chi trả bởi các nhà nhập khẩu

Trong trạng thái cân bằng, xuất khẩu trong nước bằng nhập khẩu nước ngoài, có nghĩa là nhu cầu nhập khẩu trong nước tương đương nguồn cung xuất khẩu nước ngoài và cung nhập khẩu trong nước tương đương cầu nhập khẩu nước ngoài:

M d = X * S e (2.9) M* d = X S (2.10)

Vì vậy, cán cân thương mại được đo lường như sau:

TB = P X M * d – QP * X M d (2.11)

Ta thấy cán cân thương mại là sự chênh lệch giữa giá trị xuất khẩu và nhập khẩu Cán cân thương mại âm biểu hiện một sự thâm hụt, giá trị nhập khẩu vượt quá giá trị xuất khẩu Mối liên hệ giữa các biến trong phương trình (2.11) có thể được viết lại dưới dạng rút gọn bằng việc sử dụng giá trị thực của các biến:

TB = f(Yr, Y*r, Q), ∂TB ∂Y

∆LnTB t = α + ∑ n i=1 β i ∆LnTB t-i + ∑ n i=1 γ i ∆LnREER t-i + ∑ n i=1 δ i ∆LnY D t-i +

∑ n i=1 λ i ∆LnY F t-i + θ 1 LnTB t-1 + θ 2 LnREER t-1 + θ 3 LnY D t-1 + θ 4 LnY F t-1 + εt (2.13)

Tất cả các biến được sử dụng trong mô hình đều được chuyển về logarit cơ số tựnhiên để tận dụng đặc điểm của hệ số co giãn trong phương trình logarit Vì ta sửdụng logarit tự nhiên của tỷ xuất khẩu trên nhập khẩu để đại diện cho cán cân thương mại nên hiệu ứng đường cong J xảy ra khi việc giảm giá đồng nội tệ dẫn đến một sự sụt giảm trong tỷ lệ nhập khẩu trên xuất khẩu trong ngắn hạn do hiệu ứng giá cả và một sự gia tăng trong tỷ lệ xuất khẩu trên nhập khẩu trong dài hạn

do hiệu ứng khối lượng

Tác giả kỳ vọng thu nhập nước ngoài thực và tỷ giá hối đoái thực có mối tương quan dương với cán cân thương mại, và thu nhập nội địa có mối tương quan âm với cán cân thương mại

2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại

2.2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm

Mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái từ lâu

đã là đối tượng của nhiều nghiên cứu thực nghiệm Các kết quả nghiên cứu thểhiện sự đa dạng của các kết quả nghiên cứu khác nhau, đôi khi đối với các nước giống nhau, điều này có thể xuất phát từ các bằng chứng thực nghiệm được kết xuất từ thời điểm khác nhau và các phương pháp nghiên cứu khác nhau

Các nước phát triển, đặc biệt là Mỹ, đã nhận được rất nhiều sự quan tâm trong lĩnh vực nghiên cứu này

Tunava Demirden và Ivan Pastine (1995) kiểm định giả thuyết đường cong J trong một môi trường tỷ giá hối đoái linh hoạt ở Mỹ Tác giả áp dụng phương pháp VAR của Sim (1980) cho giai đoạn từ quí 1 năm 1978 đến hết quí 4 năm 1993 và

chứng minh rằng hiệu ứng phản hồi (feedback effects) trong môi trường tỷ giá hối đoái linh hoạt có thể là rất đáng kể, kết quả của hiệu ứng đường cong J.

Nghiên cứu của Yi Hsing (2008) xét trong mối quan hệ thương mại song phương của Mỹ với bảy nước châu Mỹ Latinh bao gồm Chili, Ecuador, Uruguay, Argentina, Brazil, Colombia, và Peru Với dữ liệu từ quí 1 năm 1991 đến quí 3 năm 2003, tác giả sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) và hàm phản ứng đẩy để xem xét sự tồn tại của đường cong J Mặc dù kết quả nghiên cứu tìm ra được hiệu ứng đường cong J của Mỹ với ba nước là Chili, Ecuador và Uruguay nhưng thiếu bằng chứng của đường cong J cho bốn nước còn lại là Argentina, Brazil, Columbia và Peru

Mohsen Bahmani Oskooee và Janardhanan Alse (1994) nghiên cứu ở 41 nước phát triển và kém phát triển về sự tồn tại đường cong J, áp dụng quy trình hai bước Granger – Engle và mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) Kết quả nghiên cứu cho thấy cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái thực là đồng liên kết chỉ có ở 14 quốc gia Trong các nước tồn tại đồng liên kết, có một số bằng chứng tồn tại của hiệu ứng đường cong J

Mohsen Bahmani Oskooee và Tatchawan Kantipong (2001) kiểm định hiệu ứng đường cong J trên dữ liệu song phương giữa Thái Lan và các đối tác thương mại chính như Đức, Nhật Bản, Singapore, Anh, và Mỹ Tác giả áp dụng mô hình ARDL của Pesaran và Shin (1995) cho giai đoạn 1973-1997 Kết quả là chỉ tìm thấy bằng chứng tồn tại của đường cong J trong quan hệ thương mại song phương giữa Thái Lan với Mỹ và Nhật Bản Riêng đối với thương mại song phương giữa Thái Lan với Đức, Singapore và Anh, tác giả không nhận thấy có sự tồn tại của hiệu ứng đường cong J

Peter Wilson (2001) đã kiểm định mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái thực tế cho thương mại hàng hóa song phương giữa Singapore, Hàn Quốc

và Malaysia đối với Hoa Kỳ và Nhật Bản Kết quả nghiên cứu cho thấy không có bằng chứng về hiệu ứng đường cong J được tìm thấy, ngoại trừ thương mại của Hàn Quốc với Hoa Kỳ

Mohsen Bahmani Oskooee và Gour G.Goswami (2003) ước lượng hiệu ứng của phá giá đồng Yen tới cán cân thương mại của Nhật Bản với nhóm 9 đối tác thương mại lớn nhất Các tác giả sử dụng mô hình gốc của Rose và Yellen (1989) dưới dạng hiệu chỉnh sai số vector (VECM – Vector Error Correction Model), triển khai theo Pesaran và Shin (1995), Pesaran và các cộng sự (1996) hình thành mô hình trễ phân bố trong quá trình tự hồi quy ARDL (Autoregressive Distributed Lags) Với số liệu thương mại song phương chỉ tìm thấy hiệu ứng đường cong J trong hai trường hợp là cán cân thương mại giữa Nhật Bản với Đức, giữa Nhật Bản với Ý, không thấy có hình dáng hay hiệu ứng gì đặc trưng của với cán cân thương mại với các nước khác Với số liệu thương mại tổng hợp, tác giả không tìm thấy hiệu ứng đường cong J của cán cân thương mại giữa Nhật Bản với thế giới

Olubenga Onafowora (2003) kiểm tra hiệu ứng trong ngắn hạn cũng như dài hạn của tỷ giá thực đối với cán cân thương mại của ba nước Indonesia, Malaysia, Thái Lan trong quan hệ thương mại song phương với Nhật Bản và Hoa Kỳ bằng số liệu theo quí từ quí 1 năm 1980 đến quí 4 năm 2001 Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định đồng liên kết, mô hình hiệu chỉnh sai số vector và hàm phản ứng đẩy Kết quảtìm được trong dài hạn có mối quan hệ ổn định giữa cán cân thương mại, tỷ giá thực, tổng sản phẩm quốc nội của mỗi nước và của nước đối tác thương mại Trong ngắn hạn, có tồn tại hiệu ứng đường cong J với cán cân thương mại của Indonesia và Malaysia với Hoa Kỳ, Nhật Bản; của Thái Lan với Mỹ; tuy nhiên cán

cân thương mại của Thái Lan với Nhật Bản theo thời gian không biến động theo dạng chữ J mà tương tự dạng chữ S

Jaleel Ahmad và Jing Yang (2004) sử dụng số liệu thương mại song phương giữa Trung Quốc với các quốc gia G7 kiểm tra sự tồn tại của lý thuyết đường cong J Các tác giả sử dụng các kiểm định đồng liên kết và kiểm định nhân quả để xác định mối quan hệ trong dài hạn cũng như biến động trong ngắn hạn của cán cân thương mại với tỷ giá thực Nghiên cứu cho thấy mặc dù có một số bằng chứng vềhiệu ứng cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn, nhưng không có bằng chứng nào về hiệu ứng đường cong J trong ngắn hạn

Ng Yuen-Ling, Har Wai-Mun và Tan Geoi-Mei (2008) nghiên cứu mối quan hệgiữa tỷ giá và cán cân thương mại với số liệu ngoại thương của Malaysia từ 1955 đến 2006, sử dụng kiểm định Engle-Granger (Engle-Granger test), mô hình hiệu chỉnh sai số vector và kiểm định Johansen-Juselius (Johansen- Juselius test), hàm phản ứng đẩy IRF Kết quả cán cân thương mại của Malaysia không biến đổi theo đường cong có hình dạng chữ J hay không có bằng chứng tồn tại hiệu ứng đường cong J cho cán cân thương mại của Malaysia

Rabeya Khatoon và Mohammad Mahbubur Rahman (2009) áp dụng kiểm định đồng liên kết để nghiên cứu mối quan hệ trong dài hạn, mô hình hiệu chỉnh sai sốvector nghiên cứu biến động trong ngắn hạn của tỷ giá thực đa phương với cán cân thương mại của Bangladesh Với số liệu năm từ năm 1972 đến 2006 của Bangladesh và 21 đối tác thương mại lớn, các tác giả không tìm thấy sự tồn tại của hiệu ứng đường cong J

Pavle Petrovic và Mirjana Gligoric (2010) ước lượng mối quan hệ trong dài hạn mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại Serbia bằng hai phương pháp phân

tích đồng liên kết của Johansen (Johansen's Cointegration Analysis) và phương pháp trễ phân bố trong quá trình tự hồi quy (ARDL); sau đó sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) và hàm phản ứng đẩy (IRF- Impulse Response Function) để nghiên cứu hiệu ứng đường cong J trong ngắn hạn Kết quả cho thấy trong dài hạn phá giá có tác động tích cực đến cán cân thương mại, trong ngắn hạn cán cân thương mại xấu đi rồi được cải thiện, tức là tồn tại hiệu ứng đường cong J

2.2.2 Tóm lược các kết quả nghiên cứu

Có thể tóm tắt kết quả của một số nghiên cứu thực nghiệm ở một số quốc gia trong thời gian qua như sau:

Bảng 1: Tóm tắt các kết quả nghiên cứu thực nghiệm

Dữ liệu hằng quý, từ 1971 Q1đến 1990 Q4

Phân tích đồng liên kết và mô hình ECM

Tồn tại hiệu ứng đường cong

J ở một số nước

Tunava

Ivan Pastine

trường tỷ giá hối đoái linh hoạt ở Mỹ

Dữ liệu hằng quý, từ 1978 Q1đến 1993 Q4

thương mại và tỷ giá hối đoái thực giữa Singapore, Hàn Quốc

và Malaysia với Mĩ và Nhật Bản

Dữ liệu hằng quý, từ 1970 Q1đến 1996 Q4

Mô hình ARDL

Yellen (1989)

Không có bằng chứng về hiệu ứng đường cong J được tìm thấy, ngoại trừ thương mại của Hàn Quốc với Hoa Kỳ

Bahmani-Oskooee,

song phương giữa Thái

Dữ liệu hằng quý, từ 1973 Q1

Mô hình ARDL của Pesaran và

Tìm thấy bằng chứng của đường cong J trong thương

Mohsen, and

Kantiapong,

Tatchawan

Lan và các đối tác Đức, Nhật Bản, Singapore, Anh, và Mỹ

Dữ liệu hằng quý, từ 1973 Q1đến 1998 Q4

Mô hình phân bốtrễ tự hồi quy ARDL

Chỉ tìm thấy hiệu ứng J trong trường hợp giữa Nhật Bản với Đức, giữa Nhật Bản với Ý Với số liệu tổng hợp, không thấy hiệu ứng đường cong J của cán cân thương mại giữa Nhật Bản với thế giới

Malaysia, Thái Lantrong quan hệ với NhậtBản và Mĩ

Dữ liệu theo quý

từ 1980 Q1 đến

2001 Q4

định đồng liên kết, mô hình hiệu

vector VECM và hàm phản ứng đẩy

Trong dài hạn có mối quan hệ

ổn định giữa cán cân thương mại, tỷ giá thực, tổng sản phẩm quốc nội của mỗi nước

và của nước đối tác thương mại Trong ngắn hạn, có tồn tại hiệu ứng J với cán cân thương mại của Indonesia và

Malaysia với Mĩ, Nhật Bản; của Thái Lan với Mĩ; tuy nhiên cán cân thương mại của Thái Lan với Nhật Bản không biến động theo dạng chữ J mà tương tự dạng chữ S

Jaleel Ahmad và

Jing Yang

giữa Trung Quốc với các quốc gia G-7

năm từ 1974 đến năm 1994

định đồng liên kết

và kiểm định nhân quả

Có cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn, nhưng không có bằng chứng về hiệu ứng J trong ngắn hạn

của 7 nước châu Mỹ

Có hiệu ứng J cho 3 nước Chili, Ecuador và Uruguay nhưng thiếu bằng chứng của đường cong J cho 4 nước còn lại là Argentina, Brazil, Columbia và Peru

Ng Yuen-Ling,

Har Wai-Mun và

Tan Geoi-Moei

giá và cán cân thương mại của Malaysia

Dữ liệu hằng năm từ 1955 đến 2006

Sử dụng mô hình VECM

Không có bằng chứng tồn tại hiệu ứng J cho cán cân thương mại của Malaysia

và dài hạn giữa tỷ giá

và cán cân thương mại của Bangladesh và 20 đối tác thương mại lớn

Dữ liệu hằng năm từ 1972 đến 2006

Kiểm định đồng liên kết để xétmối quan hệ trong dài hạn, VECMxét biến động trong ngắn hạn

Không tìm thấy sự tồn tại của hiệu ứng đường cong J

Pavle Petrovic và

Mirjana Gligoric

và dài hạn giữa tỷ giá

và cán cân thương mại của Serbia

Dữ liệu hằng tháng từ tháng 1 năm 2002 đến tháng 9 năm 2007

Dùng ARDL đểxét mối quan hệtrong dài hạn; sửdụng VECM và hàm phản ứng đẩy để xét hiệu ứng J trong ngắn hạn

Tồn tại hiệu ứng đường cong

J

3 Mô hình nghiên cứu

3.1 Dữ liệu nghiên cứu và mô tả các biến

3.1.1 Dữ liệu nghiên cứu

Do Việt Nam là một nước có nền kinh tế mở và nhỏ nên tất cả các giá trị xuất nhập khẩu đều được quy về đơn vị tiền tệ nước ngoài, ở đây là đồng USD Do đó

để tạo sự thống nhất trong dữ liệu nghiên cứu, tất cả bộ dữ liệu mà tác giả sử dụng đều có đơn vị là USD

Tất cả các số liệu đều được thu thập theo quí, trong giai đoạn từ quí 1 năm 2000 đến hết quí 1 năm 2013

Mô hình trong bài nghiên cứu sử dụng biến phụ thuộc là biến cán cân thương mại của Việt Nam với thế giới, biến độc lập là biến tỷ giá thực hiệu lực đa phương, biến tổng sản phẩm quốc dân của Việt Nam và biến tổng sản phẩm quốc dân của

20 nước đối tác thương mại lớn

Tất cả các biến trong mô hình đều được quy về dạng chỉ số so với năm gốc được chọn, chỉ số các biến tại năm gốc là 1

3.1.2 Mô tả các biến và nguồn thu thập dữ liệu

Biến cán cân thương mại (TB)

Biến cán cân thương mại của Việt Nam với thế giới, được đại diện bằng 20 nước đối tác có khối lượng thương mại chiếm hơn 80% tổng khối lượng thương mại của Việt Nam Cán cân thương mại trong bài nghiên cứu này được hiểu là tỷ số giữa tổng giá trị xuất khẩu của Việt Nam ra các nước với tổng giá trị nhập khẩu của

Việt Nam từ các nước Cụ thể, cán cân thương mại được tính bằng cách lấy số liệu theo quí của tổng giá trị xuất khẩu của Việt Nam với 20 nước đối tác tại các quí (t

= 0, 1, 2, 3, ) chia cho tổng giá trị nhập khẩu của Việt Nam với 20 nước đối tác tại các quí (t = 0, 1, 2, 3, )

Số liệu xuất nhập khẩu của Việt Nam với các nước từ quí 1 năm 2000 đến quí 3 năm 2010 được thu thập từ Datastream, giai đoạn còn lại tác giả thu thập từ Tổng Cục Thống Kê

Bảng 2 Các đối tác thương mại lớn với Việt Nam trong giai đoạn 2000 Q1 đến

Biến tỷ giá thực đa phương (REER)

Tỷ giá thực đa phương phản ánh mức độ cạnh tranh về giá cả của quốc gia và là cơ

sở để đánh giá đồng nội tệ bị định giá cao hay thấp

Bằng cách điều chỉnh tỷ giá theo chênh lệch lạm phát quốc nội so với lạm phát các đối tác thương mại, ta sẽ có tỷ giá thực song phương với từng đồng ngoại tệ Sau

đó xác định quyền số (mức độ ảnh hưởng đối với tỷ giá thực thông qua tỷ trọng thương mại của từng đối tác với quốc gia có đồng tiền tính REER)

Tỷ giá thực đa phương được xác định như sau

REER = ∏ni=1[St-i * ( CPI

i j

CPIi )]wj

Với,St-i là tỷ giá danh nghĩa của đồng nội tệ với đồng ngoại tệ thứ n trong rổ tiền

tệ tại thời điểm t = i và so với kỳ gốc t = 0, wjlà tỷ trọng thương mại của các đối tác.CPIijlà chỉ số giá của đối tác n thời điểm i so với thời điểm gốc t = 0, CPIi là chỉ số giá ở trong nước thời điểm i so với thời điểm gốc t = 0

Khi REER lớn hơn 100, đồng nội tệ bị định thấp, ngược lại REER nhỏ hơn 100 bịđịnh giá cao, REER bằng 100 đồng nội tệ có ngang giá sức mua so với rổ tiền tệ

Số liệu CPI của các nước được thu thập từ Quỹ tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF), riêng CPI của Trung Quốc được thu thập từ OECD Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của các nước với đồng tiền yết giá là USD được thu thập từ Ngân hàng Thế giới, tỷ giá sửdụng là tỷ giá trung bình kỳ

Biến tổng sản phẩm quốc dân của Việt Nam

Tổng sản phẩm quốc dân của Việt Nam đại diện cho giá trị thị trường của tất cả hàng hóa và dịch vụ cuối cùng được sản xuất ra trong phạm vi lãnh thổ quốc gia trong một thời kỳ nhất định (trong bài nghiên cứu này là một quí)

Số liệu tổng sản phẩm quốc dân của Việt Nam từ quí 1 năm 2000 đến quí 1 năm

2013 được tác giả thu thập từ Datastream, giai đoạn còn lại thu thập từ Tổng Cục Thống Kê

Biến tổng sản phẩm quốc dân của 20 nước đối tác thương mại

Số liệu tổng sản phẩm của 20 nước đối tác từ quí 1 năm 2000 đến quí 1 năm 2013 được thu thập từ Quỹ tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF)

3.2 Mô hình nghiên cứu

Trong luận văn này, tác giả sử dụng mô hình trễ phân bố trong quá trình tự hồi quy (ARDL - Autoregressive Distributed Lags) được phát triển bởi Pesaran và Shin (1997) và được Tihomir Stucka (2004) áp dụng để nghiên cứu hiệu ứng đường cong J trong ngắn hạn và hiệu ứng trong dài hạn với cán cân thương mại khi phá giá đồng nội tệ Theo Pesaran và Shin (1997), mô hình ARDL hạn chế sự quan tâm về tính dừng ở chuỗi gốc của các biến

Mô hình nghiên cứu được xây dựng dựa vào giả thuyết về sự tồn tại của hiệu ứng đường cong J trong ngắn hạn và hiệu ứng trong dài hạn với cán cân thương mại của Việt Nam khi phá giá VND Mô hình đánh giá tác động của các biến kinh tế(tỷ giá thực đa phương, tổng sản phẩm nội địa của Việt Nam, tổng sản phẩm của nước ngoài) đến biến cán cân thương mại của Việt Nam theo phương trình

∆LnTB t = α + ∑ n i=1 β i ∆LnTB t-i + ∑ n i=1 γ i ∆LnREER t-i + ∑ n i=1 δ i ∆LnY D t-i +

∑ n i=1 λ i ∆LnY F t-i + θ 1 LnTB t-1 + θ 2 LnREER t-1 + θ 3 LnY D t-1 + θ 4 LnY F t-1 + εt

Với, t là thời gian theo quí, ∆ là sai phân bậc nhất, LnTBt-i là cán cân thương mại của Việt Nam với các nước tại thời điểm t (lấy logarit tự nhiên), LnYDt-i là tổng sản phẩm quốc nội thực của Việt Nam tại thời điểm t (lấy logarit tự nhiên), LnYFt-i

là tổng sản phẩm quốc nội thực của nước đối tác i tại thời điểm t (lấy logarit tự

nhiên), LnREERt-i là tỷ giá hiệu lực đa phương của VND với đồng tiền của các nước đối tác tại thời điểm t (lấy logarit tự nhiên), εt-i là phần dư, α là hằng số, β i , γ i,

δ i , λ i, θ1, θ2, θ3, θ4 là các hệ số

Các bước kiểm định của bài luận được tóm tắt như hình 2

Hình 2 Sơ đồ tóm tắt phương pháp nghiên cứu

Phân rã phương sai & Hàm phản ứng đẩy

Thu thập dữ liệu

Kiểm định tính dừng

Hồi quy OLS cổ điển

Kiểm định tính dừng của sai phân bậc 1

Không dừng

Có dừng

KQ kiểm định

Kiểm định đồng liên kết Ngưng

Không

KQ kiểm định

Hồi quy mô hình ARDL để xác định mối quan hệ trong ngắn hạn và cả dài hạn giữa cán cân thương mại và tỷ giá

Không có quan

hệ dài hạn

Không có

KQ kiểm định

Có quan hệ dài hạn

Có đồng liên kết

Kiểm định hiện tượng tự tương quan của các biến

Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Kiểm định sự ổn định của mô hình Kiểm định tính giải thích của mô hình

3.2.1 Kiểm định tính dừng

Một chuỗi dữ liệu thời gian được xem là dừng nếu như trung bình và phương sai của phương trình không thay đổi theo thời gian Trong các mô hình dự báo bằng phương pháp hồi qui các chuỗi thời gian, thì việc các chuỗi thời gian dừng hay không dừng có ý nghĩa rất quan trọng trong việc chọn mô hình dự báo thích hợp Hai phương pháp kiểm định tính dừng thường được sử dụng là biểu đồ tự tương quan và kiểm định nghiệm đơn vị

Trong luận văn này, tác giả kiểm định tính dừng bằng kiểm định nghiệm đơn vị, được xem xét theo mô hình như sau:

Yt= ρYt-1+ ut (3.1)

Trong đó utlà hạng chỉ sai số ngẫu nhiên xuất phát từ các giả định cổ điển rằng nó

có giá trị trung bình bằng 0, phương sai là hằng số và không tự tương quan

Giả thuyết:

H 0 : ρ = 1 thì Y t có nghiệm đơn vị, là một chuỗi thời gian không dừng.

H 1 : ρ = 0 thì chuỗi thời gian là dừng.

Phương trình (3.1) cũng được viết dưới dạng:

H 1 : δ = 0 thì chuỗi thời gian là dừng.

Để kiểm định giả thiết trên, trị thống kê t được tính theo qui ước là trị thống kê τ (tau statistic, τ=giá trị δ ước lượng/sai số của hệ số δ), mà các giá trị tới hạn của nó được sắp thành bảng bởi Dickey và Fuller Kiểm định thống kế τ còn gọi là kiểm

định Dickey- Fuller (DF) Tuy nhiên, bác bỏ giả định ρ = 1 thì ta có thể sử dụng

thống kê t (vì khi đó Ytlà chuỗi dừng)

Kiểm định Dickey-Fuller được áp dụng:

∆Yt= δY t-1+ ut (3.3)

∆Yt= β1+ δY t-1+ ut (3.4)

∆Yt= β1+ β2t+ δY t-1+ ut (3.5)

Trong đó t là biến xu hướng hoặc biến thời gian

Trong mỗi trường hợp giải thuyết δ=0 là có nghiệm đơn vị Sự khác biệt giữaphương trình (3.3), (3.4), (3.5) là ở chổ có bao gồm cả hằng số và số hạng xu hướng

Để kiểm định giả thuyết H0 ta so sánh giá trị thống kê τ tính tóan với giá trị thống

Nếu số hạng sai số utlà tự tương quan, do thiếu biến, nên người ta thường sử dụng kiểm định DF mở rộng là ADF (Augmented Dickey –Fuller Test) Phương trình(3.5) sẽ biến đổi thành

∆Yt= β1+ β2t+ δYt-1+ αi∑∆Yt-1 + εt (3.6)