Tài liệu TIỂU LUẬN: ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI pdf

1




TIỂU LUẬN

ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI LÊN
CÁN CÂN THƯƠNG MẠI.











2

A/.Lý thuyết truyền thống:
Nếu đồng tiền của một nước bắt đầu tăng giá so với đồng tiền của các nước khác,
tài khoản vãng lai của nước đó sẽ giảm nếu các yếu tố khác bằng nhau. Hàng hóa xuất
khẩu thừ nước này sẽ trở nên mắc hơn đối với đối với các nước nhập khẩu nếu đồng tiền
của họ mạnh.Kết quả là nhu cầu các hàng hóa đó sẽ giảm. Ngược lại, nếu đồng nội tệ của
một quốc gia giảm giá thì sẽ có tác dụng khuyến khích tăng xuất khẩu của quốc gia đó vì
đồng nội tệ giảm giá sẽ làm hàng hóa xuất khẩu từ quốc gia đó trở nên rẻ hơn trước đối
với người nước ngoài.

Tuy nhiên trong tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại trong thực tế đôi
khi lại không diễn ra như trong lí thuyết nêu trên.
B/. Tóm tắt một số nghiên cứu trước đây.
Dưới đây là một tổng quan ngắn gọn cung cấp các phương pháp và kết quả của các
tài liệu nghiên cứu đối với các nền kinh tế phát triển và mới nổi.Điều này sẽ chứng minh
rằng sự đa dạng của kết quả, thường là với các quốc gia giống nhau, có thể do bằng
chứng thực nghiệm trích từ các thời điểm khác nhau và các phương pháp khác nhau.Các
nước phát triển, đặc biệt là Hoa Kỳ, đã nhận được nhiều sự quan tâm nhất trong lĩnh vực
nghiên cứu này.
STT

Tác giả Năm Phương pháp Kết luận
1
Rose và Yellen

1989
Sử dụng dữ liệu tách biệt
(disaggregated) về thương
mại song phương trong
trường hợp dữ liệu của Mỹ
giai đoạn 1960 đến 1985.

-Không tìm thấy đặc điểm nào hỗ
trợ cho hiệu ứng đường cong J
-Cũng không phải bằng chứng về
mối quan hệ dài hạn.

3

2

Bahmani
Oskooee và
Brooks
1999
Phân tích dữ liệu tách biệt về
thương mại song phương Hoa
Kỳ đối với 6 đối tác thương
mại lớn bằng cách sử dụng
các phương pháp tiếp cận
ARDL (phát triển bởi Pesaran
và Shin (1997) và Pesaran,
Shin và Smith (1996))
-Đã tìm thấy bằng chứng của hiệu
ứng đường cong J.
- Tuy nhiên họ đã làm báo cáo
vềmối quan hệ dài hạn đáng kể
giữa cán cân thương mại và tỷ giá
hối đoái, chỉ ra rằng sự giảm giá
thực của đồng đô la Mỹ có ảnh
hưởng thuận lợi tới cán cân
thương mại của Mỹ.

3
Shirvani và
Wilbratte
1997
Sử dụng một phương pháp
tiếp cận VECM cho Hoa Kỳ
với các nước G7.
Họ tìm thấy bằng chứng của một

hiệu ứng đường cong L đảo
ngược.
4
Demirden và
Pastine
1995
Sử dụng phương pháp VAR
của Sim.

Chứng minh trong ví dụ thực
nghiệm đơn giản rằng: hiệu ứng
phản hồi ( feedback effects) trong
môi trường tỷ giá hối đoái linh
hoạt có thể là đáng kể - kết quả
của hiệu ứng đường cong J.
5
Felmingham 1988
Kiểm tra các mệnh đề của
đường cong J bằng cách sắp
đặt một độ trễ phân phối
không giới hạn (A
unrestricted distributed lag)
với dữ liệu của Úc cho giai
đoạn 1965-1985.
Ông cũng không thể tìm thấy
bằng chứng về hiện tượng đường
cong J
6
Marwah và
Klein

1996
Sử dụng dữ liệu tách biệt
trong một hồi quy IV và OLS
Tìm thấy bằng chứng của một
đường cong S cho cả Canada và

4

cho giai đoạn 1977 đến 1992.

Hoa Kỳ. Theo kết quả của họ, cán
cân thương mại lúc đầu giảm khi
phá giá, sau đó là một sự cải thiện
cán cân thương mại - hiệu ứng
điển hình của đường cong J. Tuy
nhiên, sau một vài quý có vẻ có
xu hướng cán cân thương mại xấu
đi. Phát hiện gợi nhớ các phản
ứng hình chữ S của cán cân
thương mại với những thay đổi về
thương mại được đề cập trong
Backus, Kehoe và Kydland
(1994).
7
Bahmani-
Oskooee và
ALSE
1994
Thử nghiệm ở 41 nước phát
triển và kém phát triển về sự

tồn tại của đồng liên kết
(cointegration )và hiệu ứng
đường cong J áp dụng thủ tục
hai bước Engle-Granger.
Kết quả cho thấy cán cân thương
mại và tỷ giá hối đoái thực là
đồng liên kết chỉ có 14 quốc gia.
Trong các nước tham gia đồng
lien kết, có một số bằng chứng
của hiệu ứng đường cong J.
8
Gupta-Kapoor
và
Ramakrishnan

1999
Phân tích tác động của sự tăng
giá đồng yên trên dữ liệu cán
cân thương mại Nhật Bản đối
với bảy đối tác thương mại
lớn, sử dụng VECM.
Hàm phản ứng thúc đẩy ước
tính(the estimate impulse
response function) đã chỉ ra sự
tồn tại của một đường cong J ở
Nhật Bản.
9
Jung và
Doroodian
1998

Họ đã áp dụng mô hình độ trễ
Shiller với sự khác biệt đầu
tiên để tìm kiếm đặc điểm hỗ
trợ cho hiệu ứng đường cong
Kết quả tương tự như trên cho
Nhật Bản.
Bằng chứng dường như cho thấy
rằng đường cong J là một hiện

5

J.

tượng thực nghiệm, tức là nó có
thể hoặc không thể được tìm thấy
trong một quốc gia nhất định.


10
Baharumshah 2001
Sử dụng mô hình VAR không
giới hạn cho các cán cân
thương mại song phương của
Thái Lan và Malaysia với
Hoa Kỳ và Nhật Bản cho giai
đoạn 1980 đến 1996.
Ông tìm thấy mối quan hệ dài hạn
ổn định và tích cực giữa cán cân
thương mại và tỷ giá hối đoái.
Bằng chứng về phản ứng ngắn

hạn của cán cân thương mại hỗ
trợ hiệu ứng đường cong J là pha
trộn. Một đường cong J trì hoãn
có vẻ để áp dụng cho dữ liệu của
Thái Lan trong khi không có hỗ
trợ nào cho đường cong J được
tìm thấy trong dữ liệucủa
Malaysia.
11
Bahmani
Oskooee và
Kantipong
2001
Thử nghiệm đường cong J
trên các dữ liệu tách biệt giữa
Thái Lan và các đối tác
thương mại lớn như Đức,
Nhật Bản, Singapore, Anh, và
Hoa Kỳ cho giai đoạn 1973
đến 1997.
Họ chỉ tìm thấy bằng chứng của
đường cong J trong thương mại
song phương với Mỹ và Nhật Bản

12
Upadhyaya và
Dhakal
1997
Kiểm tra hiệu quả của phá giá
lên cán cân thương mại ở 8

nước phát triển (Colombia,
Cyprus, Hy Lạp, Guatemala,
Phát hiện thực nghiệm của họ là
mâu thuẫn với những phát hiện
của Baharumshah vềThái Lan.
Họ cung cấp bằng chứng dường

6

Mexico, Morocco, Singapore
và Thái Lan) áp dụng các
phương pháp được đề xuất
bởi Wickens và Breusch
(1988).

như cho thấy rằng chỉ trong
trường hợp phá giá của Mexico là
cải thiện cán cân thương mại
trong dài hạn.
13
Bahmani
Oskooee
2001
Điều tra phản ứng lâu dài của
cán cân thương mại các quốc
gia Trung Đông với việc phá
giá bằng cách áp dụng
phương pháp Engle-Granger
và đồng liên kết Johansen-
Juselius.

Bằng chứng cho thấy rằng có tồn
tại một ảnh hưởng dài hạn tích
cực của sự phá giá thực lên cán
cân thương mại cho bảy quốc gia
(Bahrain, Ai Cập, Jordan,
Morocco, Syria, Tunisia và Thổ
Nhĩ Kỳ). Trong trường hợp của
Morocco, điều này đối lập với các
kết quả thu được bởi Upadhyaya
và Dhakal.
14
Wilson 2001
Kiểm tra mối quan hệ giữa
cán cân thương mại thực và tỷ
giá hối đoái thực cho thương
mại hàng hóa song phương
giữa Singapore, Hàn Quốc và
Malaysia đối với Hoa Kỳ và
Nhật Bản.
Không có bằng chứng của hiệu
ứng đường cong J được tìm thấy
ngoại trừ thương mại giữa Hàn
Quốc với Hoa Kỳ.
15
Akbostanci 2002
Sử dụng hàm phản ứng đẩy
tổng quát(the generalized
impulse response function).

- Tìm thấy sự hỗ trợ cho mối
quan hệ dài hạn tích cực giữa tỷ
giá hối đoái và cán cân thương
mại.
- Trong ngắn hạn cán cân thương

7


Cho đến đây, các ưu thế của bằng chứng cho thấy rằng Hoa Kỳ không thể hiện
rằng sự co giãn nhập khẩu và xuất khẩu ngắn hạn dẫn đến một hiệu ứng đường cong J.
Hỗ trợ cho mối quan hệ dài hạn ổn định giữa cán cân thương mại Mỹ và các yếu tố của
nó được trộn lẫn. Mặt khác, Nhật Bản là một ví dụ về sự co giãn thương mại dẫn tới hện
mại phản ứng với phá giá theo
hình chữ S.
Quan điểm này liên quan với mối
quan hệ tích cực dài hạn được
đưa ra bởi Bahmani Oskooee
(2001). Tuy nhiên Kale (2001)
thu được kết quả mâu thuẫn, cung
cấp bằng chứng về tác động dài
hạn tiêu cực của phá giá trên cán
cân thương mại. Trong ngắn hạn
Kale tìm thấy bằng chứng của
một hiệu ứng đường cong J trễ (a
delayed J-curve effect).


16
Hacker và

Hatemi
2002
Nghiên cứu trong các nước
CEEC, đã xem xét dữ liệu
song phương tách biệt giữa
Cộng hòa Séc, Hungary và Ba
Lan đối với Đức.

- Họ phát hiện ra bằng chứng của
một mối quan hệ dài hạn tích cực
giữa cán cân thương mại và tỷ giá
hối đoái cho cả ba nước.
- Cộng hòa Séc và Ba Lan dường
như có đặc điểm dẫn đến hiệu
ứng đường cong J. Điều này
không đúng trong trường hợp của
Hungary.

8

tượng đường cong J.Tiếp theo là những nghiên cứu liên quan đến các nước kém phát
triển, chủ yếu mới nổi ở thị trường châu Á.
Nhìn chung, bằng chứng cho thấy rằng đường cong J không phải là một quy luật
thực nghiệm. Với một số quốc gia, hiệu ứng đường cong J được áp dụng chủ yếu, một số
nước khác không có. Các bằng chứng hỗ trợ sự tồn tại của một mối quan hệ dài hạn ổn
định tích cực giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái (trừ một vài ngoại lệ) đáng chú ý
nhất là Hoa Kỳ.
C/.Tìm hiểucụ thể hơn các nghiên cứu gần đây đối với một số nước.
I.Malaysia
Bài nghiên cứu: của Ng Yuen-Ling, Har Wai-Mun, Tan Geoi-Mei vào năm 2008

tại Malaysia. “Real Exchange Rate and Trade Balance Relationship: An Empirical Study
on Malaysia”

Mô hình cán cân thương mại trong bài báo này tuân theo phương trình tương tự
được lựa chọn từ Shirvani và Wilbratte (1997),Baharumshah (2001), Gomez và Alvarez-
Ude (2006), trong đó nhấn mạnh tỷ giá hối đoái trong bằng chứng từ các quan hệ thương
mại song phương.
NX = NX (Y,Y*,ε ), cán cân thương mại là một hàm theo các biến: thu nhập trong
nước y, thu nhập nước ngoài Y* và tỷ giá hối đoái ε. Hàm đó có dạng như sau:
lnTB
t
= β
0
+ β
1
lnY
t
+ B
2
ln Y
*
t
+ B
3
ln RER
t
+u
t

Tỷ giá hối đoái thực, RERt, thể hiện tỉ lệ Ringgit Malaysia (RM) so với đồng

Dollar Mỹ (USD) và Y * t diễn tả như tổng sản phẩm quốc nội của Hoa Kỳ.
Các dữ liệu hàng năm được sử dụng trong mô hình này từ năm 1955đến 2006 thu
được từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế(IMF). Trong thời gian đó, Malaysiacó một số thay đổi đáng
kể trong tỷ giá hối đoái thực vàsự mất cân bằng thương mại. Do đó điều này cung cấp

9

mộtđiềukiệnnghiêncứuthuận lợi đểxem xét liệunhững thay đổi trongtỷ giá hối đoái
cóthực sựảnh hưởng đếnkhối lượngthương mại.
Thử nghiệmJohansen-Juselius đượcsử dụng đểdiễn tả các kiểm tra lý thuyết về số
lượng cácmốiquanhệlâu dàitồn tại trongphương trình. Kết quả cho dấu dương β3củatỷ
giá hối đoái(RER) thể hiện cho việcgiảmgiátiền tệtạo ramột sự cải thiệntrongcán cân
thương mạitrong dài hạn.
Thử nghiệm của Augmented Dickey-Fuller (ADF) vàthử nghiệm của Philips-
Perron (PP)chothấyrằnglnRERđược tích hợpở bậc 1
Thử nghiệm Kwiatkowski-Philips-Schmidt-Shin (KPSS) cũng cho thấy ln
RERđược tích hợpở bậc 1
Phương pháp Engle-Granger cho kết quả là cómối quan hệtuyến tính giữalnTB
vớilnRER, YlnvàlnY*.
 việcgiảmgiátiền tệtạo ramột sự cải thiệntrongcán cân thương mạitrong dài hạn.
Để kiểm trasự tồn tại củahiệuứngđường congJởMalaysia, tiến hànhkiểm traphản
ứng củacán cân thương mạivớiđổi mới trong tỷ giáhối đoái thực.Hiệu ứng đường cong J
có nghĩalàsự giảm giá nội tệ sẽlàm trầm trọng thêmcán cân thương mạitrong ngắn hạn
vàsau đó cónhững cải tiến sau một thời gian.


10

Từ hình 1, chúng ta thấy rằng cán cân thương mại tăng một cách nhanh chóng để
đáp ứng sự đổi mới do nội tệ giảm giá trong hai năm tiếp theo. Sau đó, cán cân thương

mại đã được cải thiện từ từ xuống từ năm 2 đến năm 7.Và sau đó, tình trạng này đã tiếp
tục có hiệu lực vĩnh viễn. Từ hình 1, tác động không theo các mô hình J-đường cong cổ
điển.
II.Các nước có hiệu ứng đường cong J.
1. Lý thuyết.
Đường cong J là một đường mô tả hiện tượng cán cân thương mại 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 thương mại xấu đi, sau đó khoảng hai năm cán cân vãng lai đã được cải
thiện.

Nguyên nhân xuất hiện đường cong J là do trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả có tính
trội hơn hiệu ứng số 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.
2.Phân tích một số trường hợp cụ thể.

11

2.1/ Một số nước Đông Nam Á.
Bài nghiên cứu: Tỉ giá hối đoái và cán cân thương mại ở Đông Á: có tồn tại
đường cong J? (2003) (Exchange rate and trade balance in east asia: is there a
J−curve?)
Tác giả: Olugbenga Onafowora, Trường Đại học Susquehanna, Economics
Bulletin, vol.5,No.18, pp 1-13
a/Mục đích nghiên cứu:Nhiều phân tích thực nghiệm cho thấy rằng, cả những mô
hình hồi qui và mô hình kinh tế đều được áp dụng cho từng quốc gia riêng biệt, được tiến
hành để xem làm thế nào tỉ giá hối đoái có thể tác động đến cán cân thương mại và sự
phát triển của quốc gia. Mặc dù có nhiều nghiên cứu lí thuyết và thực nghiệm về việc

thay đổi tỉ giá hối đoái có ảnh hưởng thế nào đến cán cân thương mại, vẫn còn có bất
đồng liên quan đến các mối quan hệ giữa các biến số kinh tế và hiệu quả của việc phá giá
đồng tiền như một công cụ để tăng sự cân bằng thương mại của một quốc gia.
Do đó, tác động củathay đổitỷ giá hối đoáitrêncán cân thương mạiphải được xem
xétmột câu hỏi mởtừcả hai quan điểmphântíchvà thực nghiệm.
Một sự sụt giảm trong tỉ giá hối đoái được thấy ở phần lớn các nước Đông Á từ
giữa những năm 1990, cung cấp 1 cơ hội để trả lời câu hởi có hay không phá giá đồng
tiền của mình có 1 tác động đáng kể đến dòng chảy thương mại, và có hay không xảy ra
các điều kiện của Marshall-Lerner (ML). Mục đích của bài báo này là để kiểm tra các
mối quan hệ giữa cán cân thương mại thực với tỉ giá hối đoái thực cho các nước ASEAN-
Thái Lan, Malasia và Indonesia trong thương mại song phương với Mỹ và Nhật Bản. Để
thực hiện điều này, bài viết này sử dụng công cụ phân tích đồng liên kết (cointegration-
phương pháp xác định mối liên hệ dài hạn giữa các biến chuỗi thời gian) và mô hình chữa
lỗi vector (VECM- xử lí tất cả các biến nội sinh trong mô hình) từ đó kiểm định những
ảnh hưởng của nhưng biến đổi và theo dõi hiệu ứng đường cong J tiềm năng trong các dữ
liệu.

12

b/ Diễn giải mô hình
Cán cân thương mại thường được đo là sự khác biệt giữa giá trị tổng kim ngạch
xuất khẩu và tổng lượng nhập khẩu.Trong nghiên cứu này, chúng tôi đánh giá cán cân
thương mại là tỷ lệ của giá trị xuất khẩu song phương (X) với giá trị nhập khẩu song
phương (M).Tỷ lệ X / M hoặc nghịch đảo của nó đã được sử dụng trong điều tra thực
nghiệm về mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỉ giá hối đoái.Một lý do cho việc sử
dụng nó là tỷ lệ này là không nhạy cảm với các đơn vị đo lường và có thể được hiểu là
cán cân thương mại danh nghĩa hoặc thực (Bahmani Oskooee, năm 1991). Hơn nữa, theo
ghi nhận của Boyd et al.(2001), tỷ lệ trong một mô hình logarit cung cấp cho các điều
kiện Marshall-Lerner chính xác hơn.
Chúng tôi xác định cán cân thương mại song phương thực sự là một hàm số của

thu nhập trong nước, thu nhập của nước ngoài, tỷ lệ trao đổi song phương, và một biến
giả (0,1) để nắm bắt sự thay đổi trong quan hệ thương mại song phương kết quả từ cuộc
khủng hoảng tài chính châu Á năm 1997. Hình thức giản lược của phương trình được đưa
ra như sau:
lnX/Mt α
0
 α
1
ln Y
t
 α
2
ln Y
t
*  α
3
ln RER
t
 α
4
D
97

t

Chú thích:
ln là logarit tự nhiên
Y
t
là thu nhập trong nước thực sự

Y
t
* là thu nhập của nước ngoài
RER
t
là tỷ giá hối đoái song phương thực tế
D
97
là một biến giả mà mất giá trị của số không trong khoảng thời gian trước năm
1997
Å
t
: là một thuật ngữ lỗi
RER
t
được định nghĩa là RERt = (EP * / P), E là tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu
quả, và P là mức giá trong nước và nước ngoài tương ứng.

13

(1) mô tả mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình cán cân
thương mại song phương thực cho mỗi quốc gia.
c/.Kết quả thực nghiệm
Trong tất cả trường hợp, kết quả cho thấy một mối quan hệ tích cực trong dài hạn
giữa giữa tỷ giá hối đoái thực và cán cân thương mại thương mại thực, như sẽ được dự
kiến nếu sự mất giá thực dẫn đến số lượng xuất khẩu nhiều hơn và số lượng nhập khẩuít
hơn. Kết quả cho Indonesia-Nhật Bản, Indonesia, Mỹ, và Malaysia Mỹ chỉ ra rằng cán
cân thương mại thực có một mối quan hệ dài hạn tiêu cực với thu nhập thực tế trong nước
và một mối quan hệ tích cực với thu nhập dài hạncủa nước ngoài. Những dấu hiệu này là
những gì chúng ta mong đợi nếu nhu cầu là động lực trong việc xác định hàng hoá xuất

khẩu, nhập khẩu. Trong các mô hình Thái Lan-Nhật Bản, Thái Lan-Mỹ, và Malaysia,
Nhật Bản, cán cân thương mại thực có một mối quan hệ tích cực với thu nhập thực trong
nước và một mối quan hệ tiêu cực lâu dài với thu nhật nước ngoài thực. Những dấu hiệu
này là những gì chúng ta mong đợi nếu một gia tăng trong thu nhập thực tế là do tăng
năng suất sản xuất hàng hóa thay thế nhập khẩu và cung cấp động lực trong xác định xuất
khẩu và nhập khẩu.
Trong hình 1 và 2, hiệu ứng đường cong Jcho quan sát ở Indonesia trong thương
mại song phương với Nhật Bản và Mỹ. Sau khi phá giá nội tệ, Indonesia cho thấy sự
thâm hụt ban đầu của cán cân thương mại nhưng sau đó là một sự cải thiện lâu dài.Các
hình còn lại cho thấy kết quả tương tự ở Indonesia.
Các mô hình trước đó cho thấy sau khi một sự phá giá có một xu hướng cho cán
cân thương mại đầu tiên xấu đi và sau để cải thiện, nhưng sau một vài quý, cán cân
thương mại xấu đi một lần nữa.

14




d/ Kết luận:
Mục tiêu của bài báo nàyđãđượckiểmtrangắn hạnvàảnh hưởnglâu dàicủatỉ giá hối
đoáithựctếvềcán cân thương mạithực sự chocác nước ASEAN-TháiLan, Malaysia,
vàIndonesiatrong thương mạisongphươngvớiMỹvà Nhật Bảnvà xem xét sự tồn tại của

15

các điều kiện ML. Trong mọi trường hợp, phân tích đồng liên kết chỉ ra rằng có một mối
quan hệ lâu dài giữa các trạng thái ổn định giữa cán cân thương mại, tỉ giá hối đoái thực,
thu nhập trong nước và thu nhập nước ngoài. Và các mô hình khá ổn định trong giai đoạn
phân tích.

Đối vớiIndonesiavàMalaysiatrong thương mạisong phươngMỹ vàNhật Bản,vàThái
Lantrong thương mạisong phươngvớiMỹ, những phát hiện củachúngtôichothấyrằng có
nhữnghiệu ứngđường congJ-ngắn hạn. Việc sụt giá nội tệ cho thấy 1 sự xấu đi trong cán
cân thương mại kéo dài khoảng ¼ giai đoạn, nhưng điều này được theo sau bởi một sự
cải tiến trong thời gian dài. Thái Lan có phongtràođốidiệntrong thương
mạisongphươngvớiNhật Bản: mộtbiến động tỷ giáhối đoái thực làmgiảm giánội tệ ban
đầuđược cải thiệnsau đótrở nên tồi tệ hơnvà sau đócải thiệncán cân thương mại.
Mô hình này không hỗ trợgiả thuyếtđường congJ-cổ điển, nhưnglàphùhợpvới các
mô hìnhS-đường cong mô tảBackus(1994) vàMarwahvàKlein(1996).
Nhìn chung, kết quả phân tích cho thấy điều kiện của ML tồn tại trong thời gian
dài với các mức độ khác nhau của hiệu ứng đường cong J trong ngắn hạn. Những phát
hiệncómộtsốtác động đối vớicác quốc giaĐông Átrong thương mại song phươngvới Nhật
BảnvàMỹ.Căn cứ vào điều kiện ML, việc tiếp tục mất giá tiền tệ của cácnướcĐông Áso
với đồng USDvà đồng yênNhậtBảncó thể sẽdẫn đếnsự cải thiện trongcán cân thương
mạicủahọvới Mỹ vàNhậtBản.Tuy nhiên,sự cải tiến nàyxảy rachỉcó3 hoặc4 giai
đoạnsaukhimột sự phá giáthựcsự.
2.2.Crotia
Bài nghiên cứu:“Ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá hối đoái thực lên cán cân
thương mại ở Croatia”(The Effects of Exchange Rate Change on the Trade Balance in
Croatia).IMF Working Paper, April 2004.

Tác giả:Tihomir Stucka
Authorized for distribution by Jeroen J. Kremers

16

Tihomir Stucka là Cố vấn Giám đốc điều hành của IMF ở Armenia, Bosnia và
Herzegovina, Bulgaria, Croatia, Cyprus, Georgia, Israel, Cộng hòa Nam Tư cũ của
Macedonia, Moldova, Vương quốc Hà Lan, Romania và Ukraine.
Bài viết này đã được công bố trước đó là Working Paper No. W-l1 (10/2003) ở

Ngân hàng quốc gia Croatia.
a/ Mục đích nghiên cứu.
Thành phần chính của sự thâm hụt tài khoản vãng lai đáng kể ở Croatia là thâm
hụt thương mại hàng hóa do tình trạng trì trệ xuất khẩu và gia tăng nhập khẩu trong ba
năm qua. Để cải thiện cán cân thương mại có hai phương pháp tiếp cận nhằm thay đổi
khả năng cạnh tranh trong nước bằng sự can thiệp của chính phủ:
-Phương pháp tiếp cận nội bộ dựa trên chính sách từ phía nhà cung cấp, chẳng hạn
như tác động đến năng suất lao động, tiền lương bằng cách kiềm chế lạm phát, giảm thuế
(ví dụ như phần thuế đóng góp hoặc thuế lợi nhuận (profit tax) của nhà sản xuất) hoặc nới
lỏng các điều kiện cứng nhắc trên thị trường lao động.
-Phương pháp tiếp cận từ bên ngoài làphá giá (làm mất giá nội tệ).
Các tranh luận ở Croatia trong việc giảm bớt thâm hụt hàng hóa được phân chia
thành 2 nhóm: 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. Tuy nhiên cho đến nay, vẫn
đang thiếu một ước tính chính thức những tác động trong dài hạn và ngắn hạn của sự
thay đổi tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại hàng hóa. Đây chính là mục đích cho
bài nghiên cứu này.
b/ Lý do nghiên cứu phản ứng trong ngắn hạn và dài hạn của cán cân thương
mại do những thay đổi trong tỷ giá hối đoái.
Việc lượng hóa phản ứng trong ngắn hạn và dài hạn của cán cân thương mại hàng
hóa đối với những thay đổi trong tỷ giá hối đoái là rất quan trọng với các chính sách kinh
tế vì nhiều lý do:
-Đầu tiên, nó thiết lập một mối quan hệ dài hạn ổn định(a stable long-run
relationship) giữa việc thay đổi tỷ giá và cán cân thương mại hàng hóa.Nếu như một mối
quan hệ dài hạn ổn định không tồn tại thì việc giảm tỷ giá hối đoái (phá giá đồng tiền

17

trong nước) dường như không phải là một cách hợp lý để cải thiện khả năng cạnh tranh
của quốc gia trên cơ sở lâu dài.

-Thứ hai, nếu một mối quan hệ dài hạn tồn tại thì nó là cần thiết để thiết lập một sự
phá giá dẫn đến một sự cải thiện cán cân thương mại ròng trong dài hạn.
-Thứ ba, lượng hóa mức độ cải thiện của cán cân thương mại sẽ được như mong
muốn, vì làm như vậy sẽ cho phép chúng ta cân nhắc lợi ích của sự cân bằng thương mại
so với chi phí phá giá dài hạn (the costs of permanent depreciation).
-Thứ tư, việc ước tính ảnh hưởng ngắn hạn cung cấp thông tin về tác động trước
mắt và trung hạn của sự thay đổi tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại. Cụ thể hơn, câu
hỏi ở đây là liệu phá giá có gây ra tác động ngắn hạn bất lợi đến cán cân thương mại hàng
hóa không? Nếu có, nó có vẻ hợp lý để đo lường thời gian duy trì và mức độ ảnh hưởng
bất lợi. Đây thường là một câu hỏi thực nghiệm, và trong tài liệu được gọi là hiệu ứng
đường cong J.
-Thứ năm, kết quả trình bày có thể góp phần tạo nên cái nhìn sâu sắc hơn về sự lan
truyền ra quốc tế của những biến động trong hoạt động kinh tế và giá cả.
-Thứ sáu, suy rộng hơn, việc ước tính cũng có thể cung cấp một số thông tin về tác
động của chính sách giảm chi tiêu (cả về tài khóa và tiền tệ) lên cán cân thương mại trong
nước.
-Thứ bảy, nó có thể khuyến khích hơn nữa việc phân tích tác động cho vay đáng
kể của chính phủ nước ngoài lên cán cân thương mại và tài khoản vãng lai nói chung.
-Thứ tám, kết quả này có thể đóng một vai trò quan trọng trong việc đánh giá sự
phù hợp của một chính sách can thiệp bất cân xứng của ngân hàng trung ương đối với
một lựa chọn khác như đưa vào chế độ neo tỷ giá kiểu con rắn tiền tệ (crawling- peg) để
hỗ trợ sự phá giá dài hạn của đồng nội tệ.
c/Các điều kiện trong bài nghiên cứu.
-Các phản ứng của cán cân thương mại hàng hóa do thay đổi tỷ giá hối đoái được
đánh giá trong một mô hình thay thế không hoàn hảo truyền thống giữa 2 nước.
-Cán cân thương mại xấp xỉ bằng dòng tiền tổng hợp của sáu đối tác thương mại
lớn của Croatia (trung bình chiếm trên 55% tổng thương mại của nó).

18

-Tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực (The real effective exchange rate_ REER) được
mô phỏng bằng cách sử dụng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và chỉ số giá sản xuất (PPI),
thường được gọi là cácphương pháp đo lường cạnh tranh (competitiveness measures).
-Thu nhập trong nước và ngoài nước được đại diện bởi GDP.
-Thời gian quan sát từ quý đầu tiên của năm 1994 đến quý II năm 2002.
-Ba kỹ thuật lập mô hình và hai phương pháp đo lường cạnh tranh được sử dụng
để đạt được kết quả chính xác hơn.
-Điều này được thực hiện với lưu ý rằng Croatia là một quốc gia đang chuyển đổi
với chuỗi thời gian ngắn có sẵn và một môi trường kinh doanh năng động đặc trưng bởi
nhiều giá trị ngoại lai.
-Việc ước tính phản ứng của cán cân thương mại do phá giá thể hiện bởi kết quả
bình quân gia quyền của biến số tổng thu nhập từ nước ngoài trên sáu đối tác thương mại
lớn và sự biến động được tính trung bình của tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực. Nói cách
khác, phản ứng của cán cân thương mại kết hợp với các phản ứng bất đối xứng của dòng
chảy thương mại đối với sự thay đổi tỷ giá hối đoái qua sáu quốc gia.
d/ Tỉ giá hối đoái thực và sự phát triển hàng hoá mậu dịch ở Croatia.
Theo mục đích của bài nghiên cứu này, ảnh hưởng của tỉ giá hối đoái thực được
tính toánliên quanđến sáuquốcgiagiao dịch dựatrênchỉsốgiá tiêu dùng(CPI) vàchỉ sốgiá
sản xuất(PPI). Tác động của tỷ giá hối đoái thựcdựa trênchỉ số CPI vàPPIthường được coi
là phương pháp đo lường khả năng cạnh tranh của một quốc gia.
Chỉ số giá tiêu dùng chứathông tin vềgiáhàng hóa cuối cùnggiao dịchvàkhônggiao
dịch, bao gồm cảnhập khẩu.Trái ngược với PPI, CPI không chứa
thôngtinliênquanđếnhàng hóa trung gian, nguyên liệu, hàng hóa vốnđượcmuabởinhà sản
xuất.Ngoài ra, nó còn được biểu hiện bởi nhiều dạng khác nhau ví dụ nhưgiáhành
chínhvàáp dụngthuếtiêu thụ đặc biệt. Tuy nhiên, kể từ khi lao động đầu vào được định giá
phù hợp với chỉ số CPI thì có thểcoinó như làmột chỉ sốhữuíchcho các chi
phísảnxuất(MarshvàTokarick, 1994).

19

Chỉ số giá sản xuất (PPI) thường được sử dụng mang tính đại diện cho giá xuất
khẩu trong nước. Nó được thiết kế để đo lường những thay đổi giá trong tổng sản lượng
của ngành công nghiệp trong nước không tính điểm đến của đầu ra. Chỉ số PPI bao gồm
giá cả của hàng hóa trung gian, nguyên liệu và hàng hóa vốn và từ quan điểm của lý
thuyết sản xuất nó tương tự như chỉ số giá xuất khẩu (Altermann, 1997).Kể từ khi PPI
mục tiêu là sản xuất trong nước, nhập khẩu được loại trừ.
Tỷ giá hối đoái thựchiệu quảdựa trênchỉ số giá tiêu dùnggiảm giá trịíthơn so với
mứcPPItrao đổi giữanăm1998và 2000.Điều nàylàdosự tăng trưởngmạnh mẽ củagiá
cảcủadịch vụ, sản phẩm thuốc lávà đồ uống.Trong hai trường hợp sau, việc tăng giácó
thểđượcliên quan đếntăngthuếtiêu thụ đặc biệt.
Hiệu suất yếukémcủacán cân thương mạiđã dẫn đếnđềxuấtchomột cách tiếp
cậnbên ngoài đểcảithiệnkhả năng cạnh tranhcủađấtnước. Có hai khía cạnh củacán cân
thương mạiđáp ứngvới những thay đổitrongtỷ giá hối đoái–phản ứng dài hạn và ngắn
hạn. Trong dài hạn mô tả cáctrạng thái ổn địnhgiữa cáccấp độ mới củatỷ giá hối đoáivà
cán cân thương mại. Một khi các trạng thái ổn địnhđãđạt được, các phản hồi sẽ dần chậm
lại (worn out = cũ kĩ) và hệ thống sẽ tiến đến bước cân bằng mới.
Ban đầu, sự thâm hụt trong ngắn hạn của cán cân thương mại cho thấy 1 sự sụt
giảm giá trị được biết đến bởi đường cong J. Tên gọi này bắt nguồn từcác mô hình
củacán cân thương mạigâyrabởicáchợp đồngchưa được chi trảtrong khi thay đổitỷ giá hối
đoái. Đường cong J xảy ra khi giá trị xuất khẩu gắn với đồng nội tệ, hợp đồng này có thể
là trung hạn.Vì thế, giá xuất khẩu tính bằng ngoại tệ sẽ giảm và cùng thời điểm đó, giá
nhập khẩu sẽ làm tăng sản lượng trong nước. Một thời gian sau tại mức nhập khẩu và
xuất khẩu sẽ điều chỉnh 1 mức giá mới, cán cân thương mạibắt đầucảithiện. Nói cách
khác,cácđường congJđại diện cho một conđườngchuyểnđổicó thểtừmức cân
bằngcũđếnmức cân bằngmới.
Độ trễ của thời gian (time lag) diễn ra do nhiều lí do như là sự nhận ra trễ, quyết
định trễ, phân phối trễ, đổi mới trễ và sản xuất trễ (Junz and Rhomberg, 1973). Sự nhận
ra trễ thời gian cần thiếtcho các thị trườngnhận ra rằngđiều kiệnnăng lực cạnh tranhđã

20

thay đổi.Quyết định trễ xảyrado có 1 thờigiancần thiết đểthiết lập kết nốikinhdoanhvàđơn
đặt hàngmới.Điều nàyđòihỏiphảixây dựngmối quan hệkhách hàng-nhà cung cấpmớimàcả
hai bên đềukhông muốnphávỡ.Thời gian trễ giaohàngliênquanđếnthời gian cần thiếtđể
cung cấp cácđơnđặthàngsau khithanhtoánđược thực hiệnvàcácdòng chảythương mạicông
bố.
Kết luận:các hiệu ứng đường cong J đại diện cho một con đường chuyển tiếp cụ
thể để đạt mức cân bằng (equilibriumlevel) mới do thay đổi tỉ giá hối đoái hiện hành.
Hiện tượng này xảyranhưđộ trễnhấtđịnhphát sinh dohoàn cảnhcạnh tranhmớitrênphương
diện cung và cầu.
e/Diễn giải mô hình.
- Mô hình lý thuyết:

Trong đó: M
d
: Nhu cầu nhập khẩu trong nước.
M
*
d
: Nhu cầu nhập khẩu của phần còn lại của thế giới.
Biến đổi ta được kết quả cán cân thương mại TB:

 Tỷ giá hối đoái thực có tương quan dương với cán cân thương mại.

21

- Mô hình kinh tế: 3 Phương pháp ARDL được phát triển bởi Pesaran, Shin, và
Smith (1995); Bewley (1979) cũng đã đề cập bởi Wickens Breusch (1988);
Pesaran và Shin (1997).

f/Kết luận
Bài viết này cố gắng để ước tính ảnh hưởng của tỉ giá hối đoái với cán cân thương
mại sử dụng một mô hình tinh giản. Mô hình này được ước tính bằng cách sử dụng ba
phương phápARDL.
Cùng với baphương pháp lập mô hình, nghiên cứu này sử dụnghai định nghĩacủa
tỷ giáhối đoái thựchiệu quảđể có đượckết quảchính xác hơn. Trung bình chung, 1% sự
giảm giá trị của nội tệ là kết quả của sự cải thiện cán cân thương mại 0,94% và 1,3%.
Trung bình cân bằng mới được thành lập sau khoảng 2,5 năm. Chiều dài trung bình của
hiệu ứng ngược của việc giảm 1% giá trị là trên ¼.Nghiên cứu này tìm thấy bằng chứng
của hiệu ứng đường cong J ở Croatia. Sự gia tăng thâm hụt trong cán cân thương mại là
kết quả của hiệu ứng đường cong J được ước tính là từ 2% và 3,3%. Là một nước đang
chuyển đổi, Croatia cho thấy một môi trường thương mại năng động đặc trưng với những
quốc gia khác. Do đó, kết quả cho thấy điều gì đó khá nhạy cảm về các biến giả (tính
không chắc chắn). Tuy nhiên, kết quảthựcnghiệmlàphùhợpvới ngoại lệcủa mô hình.Nhìn
chung, trực giác có vẻ không đúng khi 1 sự giảm giá nội tệ không đáng kể thường xuyên
thể hiện trong chính sách can thiệp tỉ giá hối đoái không đối xứng(asymmetric) sẽ có
mộtảnh hưởng thựcthuậnlợitrêntoànbộnền kinh tế, có tính đến tác dụng phụtiềm năngtiêu
cực.
2.3.Paskitan

22

Bài nghiên cứu:“Vai trò của tỷ giá hối đoái trên cán cân thương mại: Kinh
nghiệm từ Pakistan”(The Role of Exchange Rate on Balance ofTrade: Empirical
From Pakistan)trích từ European Journal of Social Sciences,2010.

Tác giả: Sulaiman D. MohammadPhó Giáo sư, Đại học Liên bang tiếng Urdu và
Adnan HussainTrung tâm Nghiên cứu Kinh tế Ứng dụng, Trường Đại học Karachi
a/ Mục đích của nghiên cứu:
Tỷ giá hối đoái đóng một vai trò quan trọng trong nền kinh tế mở cho việc hoạch

định chính sách. Sau những cải cách mở rộng tự do hóa, nó có thể ảnh hưởng đến một số
biến như quyết định đầu tư, FDI (vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài), dòng chảy thương
mại, dòng chảy vốn và chuyển tiền quốc tế và trao đổi dự trữ nước ngoài của nền kinh tế.
Các nhà hoạch định chính sách và các nhà nghiên cứu nhấn mạnh vấn đề này sau khi chế
độ Bretton Woods, nơi có tỷ giá hối đoái nước ngoài được đánh giá cao ngẫu nhiên do sự
khởi đầu của chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt năm 1973.
Alfered Marshall và Abba Lerner và những người theo ý kiến của họ có cho rằng
phá giá (hoặc sự giảm giá của đồng nội tệ) gây ra lợi thế cạnh tranh trên thị trường quốc
tế. Khi một quốc gia phá giá đồng nội tệ kết quả là xuất khẩu trong nước trở nên rẻ hơn
cho các nhà nhập khẩu nước ngoài, mặt khác nhập khẩu nước đó trở nên đắt hơn và làm
giảm nhu cầu nhập khẩu. Một phân đoạn của các nhà hoạch định chính sách và các nhà
nghiên cứu nhấn mạnh vào sự phá giá như là một chính sách quan trọng để cải thiện vị trí
của cán cân thương mại.
Như những giải thích ở trên một ảnh hưởng tích cực đến cán cân thương mại nếu
đồng nội tệ có một sự mất giá thực nhưng nó sẽ mất một thời gian dài. Các động lực học
ảnh hưởng sự mất giá đồng nội tệ trong ngắn hạn và dài hạn có thể là khác nhau. Kết quả
của sự mất giá thực của đồng nội tệ sẽ không xảy ra ngay lập tức bởi vì những nhà ngoại
thương phải mất một khoảng thời gian để hiểu được hoàn cảnh và những thay đổi xảy ra
trên khả năng cạnh tranh thị trường. Mặt khác,trên thị trường quốc tế sẽ mất thời gian
nhiều hơn so với thị trường trong nước. Thông tin, khoảng cách, ngôn ngữ và các vấn đề

23

khác là những lý do chính đằng sau nó. Thay vì những lý do kinh doanh trên, hiệp hội
ngoại thương, hóa đơn hoàn thành, trở ngại hành chính,sự có sẵn của đầu vào, sự tự tin
của nhà sản xuất trong nước, năng lực sản xuất cũng có thể là yếu tố trì hoãn.
Thỉnh thoảng được dành cho việc phân phát chậm vì thời gian thực hiện thanh
toán mới được chuẩn bị cho đơn đặt hàng đã được đặt sau sự mất giá tỷ giá hối đoái thực.
Mua bán nguyên vật liệu mới cũng gây ra chậm trễ cho việc sử dụng hàng tồn kho này
được gọi là độ trễ sự thay thế. Cuối cùng nhưng không phải là kém quan trọng nhất là độ

trễ sản xuất trước khi nhà sản xuất trong nước trở nên tự tin vào thị trường hiện tại sẽ
cung cấp cho họ một cơ hội lợi nhuận.
Sau năm 1982, Pakistan đã từ bỏ chế độ tỷ giá hối đoái cố định và chuyển sang
chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi sau tháng 7 năm 2000 hệ thống này đã được thay thế bằng
hệ thống tỷ giá hối đoái thả nổi tự do. Nó không phải là một tỷ giá hối đoái thả nổi trong
một ý nghĩa thực tế bởi vì Ngân hàng nhà nước của Paskistan vẫn điều chỉnh tỷ giá hối
đoái thông qua can thiệp thị trường, do đó có khả năng sự giảm giá thực là nguyên nhân
để cải thiện cân bằng thương mại thông qua can thiệp thị trường tỷ giá hối đoái.
Trong bài nghiên cứu này, mục đích là rà soát các điều kiện Marshall-Lerner (ML)
có đúng cho Pakistan trong dài hạn. Điều kiện ML cho thấy rằng độ co giãn của tổng kim
ngạch xuất khẩu và nhập khẩu phải lớn hơn 1 nếu phá giá là để có một tác động tích cực
lên cán cân thương mại hơn nữa, nó khởi xướng cho phần lớn các nước, mặc dù các điều
kiện được đáp ứng trong dài hạn, trong động lực học ngắn hạn, tuy nhiên, độ co giãn tỷ
giá hối đoái của nhu cầu xuất khẩu và nhập khẩu là không co dãn và điều này có thể là
một trong những yếu tố giải thích đường cong J. Xác nhận sự đồng ý của điều kiện ML
trong dài hạn và sự tồn tại của đường cong J trong ngắn hạn cho trường hợp
Paskitan.
Mục tiêu của nghiên cứu này là ước tính tác động của sự phá giá tỷ giá hối đoái
thực lên cán cân thương mại ở Pakistan. Nghiên cứu xem xét sự có căn cứ của các điều
kiện Marshall Lerner trong dữ liệu ở Paskistan (1970-2008) bằng cách sử dụng hàm
phản ứng đẩy thực hiện ý tưởng đường cong J. Để đánh giá kết hợp lâu dài giữa các biến
bằng cách sử dụng kiểm định đồng liên kết Johansson.

24

b/Diễn giải mô hình
b.1.Lý thuyết mô hình hóa
Lý thuyết kinh tế giải thích và chúng tôi đã thảo luận rằng sự mất giá thực của tiền
tệ một quốc gia có ảnh hưởng tích cực đến cán cân thương mại, nhưng tính phù hợp của
lý thuyết này phụ thuộc vào độ nhạy khối lượng xuất khẩu, nhập khẩu đến tỷ giá hối đoái

thực. Trong một phần của nghiên cứu này, chúng tôi sẽ cố gắng để lấy các điều kiện được
gọi là Điều kiện Marshall Lerner. Các điều kiện giải thích nếu mất giá thực sự gây ra để
cải thiện cán cân thương mại khi độ co giãn xuất khẩu, nhập khẩu là khá cao và giả định
tất cả các yếu tố khác không thay đổi.
Điều kiện Marshall Lerner giải thích rằng sự mất giá thực gây ra sự thặng dư cán
cân thương mại chỉ khi tổng của độ co giãn của xuất khẩu và nhập khẩu hơn lớn hơn 1.
(Nguồn: Kinh tế quốc tế, Paul Krugman, ấn bản thứ tư trang 477)
b.2.Mô hình hóa và các nguồn dữ liệu.
ln TB
t
= α
1
+ β
1
REERt+ β
2
ln GDPt+ β
3
ln GDPt*+ ε
t
Trong đó:
ln= lôgarit tự nhiên
TB
t
= cán cân thương mại (xuất khẩu trừ đi nhập khẩu)
REERt = tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực
GDPt = tổng sản phẩm quốc nội
GDPt *= chỉ số thế giới công nghiệp của những ngành sản xuất được chọn của
phần còn lại của GDP thế giới (tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài)
ε

t
= sai số hiệu chỉnh
-Nguồn dữ liệu là Chỉ số Phát triển Thế giới (WDI) và IFS của IMF từ các vấn đề
khác nhau. Tất cả biến lấy đơn vị đồng đô la Mỹ.
-Nghiên cứu bao gồm 35quan sát hàng năm (1975 - 2009). Khái niệm lý thuyết
nhắc nhở rằng xuất khẩu và nhập khẩu tăng là thu nhập thực của đối tác thương mại và
thu nhập trong nước đi lên theo thứ tự đó, và ngược lại. Trong trường hợp đó, chúng ta có
thể dự đoán β
2
<0 và β
3
> 0.

25

-Tuy nhiên, nhập khẩu có thể giảm trong khi thu nhập tăng, khi sản xuất hàng hóa
thay thế hàng nhập khẩu tăng như là kết quả của sự gia tăng trong thu nhập thực, và trong
trường hợp được đề cập, chúng tôi có thể dự đoán β2> 0 và β3 <0.
-Ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá hối đoái thực lên cán cân thương mại là không
chắc chắn. Do đó, β1 có thể là dương hay âm.
-Thông thường, nếu phá giá / mất giá thực sự xảy ra, có thể gây ra tỷ giá hối đoái
thực tăng, xuất khẩu tăng, nhập khẩu giảm như là kết quả ảnh hưởng tích cực đến cán cân
thương mại.
c.Kết quả phân tích.
Bằng cách sử dụng kiểm định của Augmented Dicky fuller (ADF) (unit root test)
phát hiện cho thấy sự không ổn định của tất cả các biến số của kinh tế vĩ mô.
Sự kết hợp dài hạn khuyến cáo rằng tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực và thu nhập
thực tế của các đối tác thương mại có tác động tích cực lên cán cân thương mại, Pakistan
có thể giữ như vậy. Mặt khác thu nhập thực (trong nước) có mối liên quan tiêu cực,
nhưng dấu hiệu của hệ số là không đáng kể. Nó cũng giải thích rằng sự kết hợp trong

trạng thái cân bằng trong dài hạn có thể ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực điều này khá
là quan trọng trong cán cân thương mại.