Tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 2000 – 2011

i




MỤC LỤC
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT III

DANH MỤC HÌNH IV
DANH MỤC BẢNG BIỂU V
LỜI MỞ ĐẦU 1
1. LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI 1
2. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2
4. NỘI DUNG NGHIÊN CỨU 2
5. Ý NGHĨA NGHIÊN CỨU 3
6. HƯỚNG PHÁT TRIỂN ĐỀ TÀI 3
1. GIỚI THIỆU 4
2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU VỀ HIỆU ỨNG ĐƯỜNG CONG J 4
2.1. Các nghiên cứu cơ sở về mối quan hệ giữa tỷ giá và các cân thương mại 4
2.2. Khuôn khổ lý thuyết đường cong J 6
2.3. Kết quả thực nghiệm về hiệu ứng đường cong J ở các nước trên thế giới 8
3. KIỂM ĐỊNH TẦM QUAN TRỌNG VÀ XÂY DỰNG PHƯƠNG PHÁP ĐO
LƯỜNG HIỆU ỨNG ĐƯỜNG CONG J Ở VIỆT NAM 16

3.1. Thực trạng cán cân thương mại ở Việt Nam 2000-2010 16
3.2. Cách xử lý dữ liệu 19
3.2.1. Dữ liệu 19
3.2.2. Kiểm định tính nghiệm đơn vị 20
ii

3.2.3. Xác định độ trễ tối ưu 21
3.2.4. Xác định số mối quan hệ đồng tích hợp 21
4. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM Ở VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2000 – 2011 21
4.1. Phân tích kết quả và kiểm định hiệu ứng đường cong J ở Việt Nam trong
giai đoạn 2000 – 2011 21

4.1.1. Phân tích phân rã phương sai 21
4.1.2. Phân tích hàm phản ứng đẩy tổng quát. 22
4.1.3. Kiểm định Robustness. 24
4.2. Những hạn chế trong kết quả nghiên cứu 26
5. KẾT LUẬN 27
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO I
PHỤ LỤC III
iii




DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
VN Việt Nam
TGHĐ Tỷ giá hối đoái
VND Việt Nam đồng
USD Đô la Mỹ
TGDN Tỷ giá danh nghĩa
CCTM Cán cân thương mại
NHNN Ngân hàng Nhà nước
TCHQ Tổng Cục Hải Quan

TCTK Tổng Cục Thống Kê
CPI Chỉ số giá tiêu dùng
GDP Tổng sản phẩm quốc nội
REER Tỷ giá hối đoái hiệu lực đa phương
NEER Tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương


iv




DANH MỤC HÌNH
Hình 1: Diễn biến TGDN giữa VND/USD giai đoạn 2000-2011.
Hình 2: Tỷ giá thực hiệu lực đa phương ở Việt Nam (kỳ gốc là quý 1 năm 2000).
Hình 3: Phân tích phân rã phương sai.
Hình 4: Kết quả hàm phản ứng đẩy từ mô hình VAR.
Hình 5: Kết quả hàm phản ứng đẩy từ mô hình VECM.
Hình 6: Kết quả hàm phản ứng đẩy từ mô hình VAR (trường hợp kiểm định Robustness).
Hình 7: Kết quả hàm phản ứng đẩy từ mô hình VECM (trường hợp kiểm định
Robustness).
v




DANH MỤC BẢNG BIỂU
Bảng 1: Kiểm định nghiệm đơn vị bằng ADF và PP.
Bảng 2: Kiểm định Kwiatkowski-Philips-Schmidt-Shin (KPSS).
Bảng 3: Độ trễ tối ưu của mô hình VAR.

Bảng 4: Kết quả ước lượng đồng liên kết Johansen (kiểm định trace).
Bảng 5: Kết quả ước lượng đồng liên kết Johansen (kiểm định tỷ số hợp lý).
Bảng 6: Bảng phân tích phân rã phương sai.



1




LỜI MỞ ĐẦU
1. LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI
Việt Nam đã trải qua khá nhiều lần phá giá VND với mục đích được các nhà hoạch
định chính sách nêu ra là để kích thích xuất khẩu, nhưng theo lý thuyết đường cong J
thì khi phá giá đồng nội tệ sẽ mất một khoảng thời gian cán cân thương mại sẽ tiếp tục
xấu đi do hiệu ứng giá cả, sau khi hiệu ứng khối lượng
0F
1
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 CCTM thì kết quả thực nghiệm lại không hỗ trợ cho những kỳ
vọng này. Nhiều nhà nghiên cứu cho thấy việc phá giá có thể cải thiện CCTM trong
dài hạn nhưng xét về ngắn hạn thì CCTM sẽ bị thâm 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 thể ngay lập tức cải thiện được CCTM và nếu
có thì hiệu ứng giá cả sẽ diễn ra trong bao lâu trước khi hiệu ứng khối lượng bắt đầu
phát huy tác dụng.
2. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU

Đề tài tập trung nghiên cứu những nội dung:
• Có hay không mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại.
• Hiện trạng định giá cao đồng VN có tác động như thế nào đến CCTM.
• Có hay không hiệu ứng đường cong J tại Việt Nam.
• Hàm ý khi có hiệu ứng đường cong J tại VN.

1
Xem Nguyễn Văn Tiến (2010), giáo trình Tài chính quốc tế. Nó có nghĩa là về dài hạn, nhà sản xuất
có khả năng thay đổi nâng sản lượng xuất khẩu, từ đó cải thiện cán cân xuất nhập khẩu.
2




Trong quá trình đi tìm lời giải cho những câu hỏi nghiên cứu vừa nêu để giải quyết
vấn đề nghiên cứu đặt ra, đề tài này nhằm vào các đối tượng nghiên cứu cụ thể sau
đây:
• Tổng quan các bài đã nghiên cứu về hiệu ứng đường cong J ở các nước trên thế
giới.
• Dùng hàm phản ứng đẩy tổng quát từ mô hình VAR và VECM qua đó xem xét
liệu có hay không đường cong J ở VN.
• Xem xét sự phù hợp của mô hình ở VN giúp chúng ta biết được tính trội của
hiệu ứng giá cả diễn ra trong bao lâu và sau bao lâu hiệu ứng khối lượng bắt
đầu phát huy tác dụng.
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Bài nghiên cứu sử dụng chủ yếu phương pháp định tính, định lượng và tổng hợp nhằm
làm rõ những vấn đề cần nghiên cứu. Đối với nghiên cứu định lượng được sử dụng
trong nghiên cứu này, chúng tôi dùng hàm phản ứng đẩy tổng quát (IRF) từ mô hình
VAR và VECM qua đó xem xét có hiệu ứng đường cong J ở Việt Nam hay không. Bộ
dữ liệu được sử dụng lấy từ Quý 1 năm 2000 đến Quý 4 năm 2011, số liệu đã cập nhật

lần phá giá gần đây nhất của NHNN. Số liệu chuỗi thời gian đủ dài để có thể tin tưởng
vào kết quả của các mô hình chuỗi thời gian.
4. NỘI DUNG NGHIÊN CỨU
Nội dung chính bao gồm:
Đầu tiên, tổng quan nghiên cứu tại các nước trên thế giới về hiệu ứng đường cong J.
Thứ hai, xem xét về thực trạng VND đang bị định giá cao hay thấp.
Thứ ba, xây dựng mô hình nghiên cứu và sử dụng hàm phản ứng đẩy tổng quát từ mô
hình VAR và VECM để xem xét có đường cong J ở VN hay không sử dụng số liệu từ
Quý 1 năm 2000 đến Quý 4 năm 2011.

3




5. Ý NGHĨA NGHIÊN CỨU
Về mặt lý luận, đề tài đã hệ thống được những nghiên cứu về đường cong J để chỉ ra
tầm quan trọng về mối liên hệ giữa TGHĐ và CCTM, đồng thời đóng góp bằng chứng
thực nghiệm cho kiểm định đường cong J tại VN.
Về mặt thực tiễn, đề tài đã cho thấy được mối liên hệ giữa TGHĐ và CCTM trong
ngắn và dài hạn. Qua đó có thể gợi mở về những giải pháp cho chính sách tỷ giá của
VN trong tương lai.
6. HƯỚNG PHÁT TRIỂN ĐỀ TÀI
Do đề tài còn tập trung vào các kiểm định đơn thuần mang tính trực quan về mối quan
hệ giữa TGHĐ vào CCTM nên đề tài còn khá rộng. Có một hướng phát triển quan
trọng cần được khai thác là: sử dụng mô hình ARDL để phân tích nhằm giảm đi mối
quan tâm về tính dừng tại chuỗi gốc của các biến cần đo lường.

4

1. GIỚI THIỆU
Nếu như lạm phát là một đề tài nóng trong năm 2011 thì đến với năm 2012 tỷ giá hối
đoái được xem là trung tâm của sự chú ý. Nguyên nhân là do tỷ giá có mối quan hệ
mật thiết với các biến vĩ mô trong nền kinh tế, mà những biến này lại có vai trò quan
trọng trong tiến trình phục hồi sau khủng hoảng. Mỗi quốc gia trong từng thời kỳ,
từng mục tiêu cụ thể mà họ sẽ hướng đến việc xem xét tỷ giá ở nhiều khía cạnh khác
nhau. Với trường hợp của VN, là một nước nhập siêu và luôn rơi vào tình trạng thâm
hụt CCTM, thì câu hỏi được đặt ra cho những nhà hoạch định chính sách hiện nay là
liệu cần phải điều chỉnh tỷ giá theo hướng nào nhằm cải thiện cán cân thanh toán một
cách hiệu quả nhất. Trước vấn đề cấp bách đó, chúng tôi sẽ tập trung vào việc giải
quyết cho câu hỏi: hành động điều chỉnh tỷ giá liệu có ngay lập tức cải thiện được cán
cân mậu dịch. Hay nói cách khác, ở VN có xảy ra hiệu ứng đường cong J hay không
với cách kiểm định thông qua phương pháp nghiên cứu chuỗi thời gian – sử dụng hàm
IRF từ mô hình VAR và VECM. Hơn nữa, để có thể xem xét vấn đề một cách toàn
diện, chúng tôi có thực hiện kiểm định robustness để xem xét độ thích hợp của mô
hình do việc chọn độ trễ ảnh hưởng khá nhiều đến số mối quan hệ đồng tích hợp và
hình dạng đường cong J.
2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU VỀ HIỆU ỨNG ĐƯỜNG CONG J
2.1. Các nghiên cứu cơ sở về mối quan hệ giữa tỷ giá và các cân thương mại
Trong nghiên cứu của Bahmani-Oskooee và cộng sự (2008), các ông đã tóm lược ba
phương pháp tiếp cận mối liên hệ giữa CCTM và TGHĐ thực. Nó bao gồm việc kiểm
định các điều kiện Marshall-Lerner, đường cong J và đường cong S. Về cơ bản, điều
kiện Marshall-Lerner là một phương pháp gián tiếp đánh giá hiệu quả phá giá trong
việc cải thiện CCTM. Mức độ ảnh hưởng của việc phá giá đồng tiền lên CCTM sẽ
phụ thuộc chủ yếu vào độ co giãn trong cung, cầu xuất nhập khẩu. Theo đó phá giá
đồng tiền chỉ thực sự có tác động tích cực đến CCTM khi tổng mức co giãn của cầu
xuất khẩu và nhập khẩu lớn hơn 1. Mức độ co giãn này xét trong ngắn hạn sẽ thấp

5




hơn (cung và cầu gần như không co giãn) so với dài hạn, vì vậy CCTM sẽ có xu
hướng xấu đi trong thời gian đầu (Bahman-Oskooee, 2004).
Trong khi một số bài nghiên cứu của Houthakker và Magee (1969) sử dụng phương
pháp định lượng để ước tính độ co giãn cầu xuất nhập khẩu, thì các nghiên cứu gần
đây của Rose (1990), Bahmani- Oskooee và Niroomand (1998), và Bahmani-Oskooee
và Kara (2005) đã dựa vào và bổ sung thêm việc phân tích yếu tố hội nhập và ước tính
độ co giãn cho các quốc gia khác nhau (phát triển cũng như kém phát triển). Tuy
nhiên, một nhược điểm của hướng tiếp cận này là nó chỉ đúng trong điều kiện xem xét
về dài hạn. Các tranh luận được đưa ra bởi Magee (1973), Junz và Rhomberg (1973),
Meade (1988), Bahmani-Oskooee (1985), và Rose và Yellen (1989). Điều này xảy ra
đã hướng các bài nghiên cứu sau này chuyển sang việc kiểm định mối tương quan
giữa CCTM và hành động phá giá đồng nội tệ trong ngắn hạn, từ đó hình thành nên
đường cong J.
Hướng tiếp cận thứ hai, đường cong J, với giả định rằng giá trị trên hóa đơn xuất khẩu
sẽ được tính bằng đồng nội tệ và giá trị trên hóa đơn nhập khẩu sẽ được tính bằng
ngoại tệ nên việc cải thiện CCTM trong thời gian đầu là không có vì giá cả và khối
lượng thương mại lúc này chưa kịp có những động thái thay đổi. Mức độ ảnh hưởng
của giá cả sản xuất trong và ngoài nước truyền sang tiêu dùng, quy mô tính chất co
giãn của cung cầu hàng hóa xuất và nhập khẩu sẽ là những nhân tố mang tính quyết
định đến giá trị tác động của hiệu ứng Hsing (1999).
Hiệu ứng đường cong J có thể được giải thích trong cả hai trường hợp truyền dẫn
hoàn toàn (pass-through perfect) và không có truyền dẫn (zero pass-through). Dưới cơ
chế truyền dẫn hoàn toàn, giá cả nhập khẩu nội địa tăng trong khi giá cả xuất khẩu nội
địa vẫn giữ ở mức không đổi. Trong trường hợp không có truyền dẫn, giá cả xuất
khẩu nội địa tăng trong khi giá cả nhập khẩu nội địa cố định dẫn đến việc sau khi phá

giá đồng tiền thì CCTM thực sẽ được cải thiện. Do đó, một sự suy giảm ngắn hạn là
phù hợp với một sự cải thiện trong CCTM dài hạn.
6




Ngoài ra, khi mở rộng quan sát đối với các nước đang phát triển ở thị trường mới nổi,
một biến thể của đường cong J là đường cong S đã xuất hiện. Backus và cộng sự
(1994) sử dụng hàm tương quan chéo ở các nước OECD, là người đầu tiên cho thấy
rằng CCTM tương quan âm với các xu hướng hiện tại và tương lai trong điều kiện
thương mại, nhưng tương quan thuận với các xu hướng trong quá khứ. Senhadji
(1998) cũng đồng tình khi xem xét tại 30 quốc gia kém phát triển.
2.2. Khuôn khổ lý thuyết đường cong J
Trong mô hình thay thế không hoàn hảo (the imperfect substitutes model) được đưa ra
bởi Goldstein và Khan (1985), CCTM bao gồm các thành phần hàng hóa xuất nhập
khẩu. Thu nhập trong nước và giá nhập khẩu là những yếu tố chính quyết định nhu
cầu nhập khẩu hàng hóa. Hàm nhập khẩu được biểu diễn như sau:
M
d
= M
d
(Y, P
m
, P
d
) (1)
Với M
d
là nhu cầu nhập khẩu trong nước, Y là thu nhập trong nước, P

m
là giá cả trong
nước và P
d
là mức giá chung trong nền kinh tế. Tương tự, hàm cung đối với hàng xuất
khẩu trong nước, biểu diễn bởi:
X
d
= X
d
(Y
*
, P
x
, E, P
f
) (2)
Với X
d
là số lượng hàng hóa xuất khẩu, Y
*
là thu nhập nước ngoài, P
x
là giá ngoại tệ
thanh toán cho hàng nhập khẩu trong nước, P
f
là mức giá chung ở nước ngoài và E là
TGHĐ danh nghĩa được xác định bởi số lượng đơn vị tiền tệ trong nước trên số đơn vị
tiền tệ nước ngoài. Điểm chính của 2 phương trình (1) và (2) là cả thu nhập trong
nước và nước ngoài đều dương, như vậy độ co giãn chéo của giá mang giá trị âm.

Trong mô hình này, hàm cầu được mô tả bởi thu nhập hiện tại (không phải thu nhập
thường xuyên hay tạm thời). Mô hình này giả định nền kinh tế có phương trình cầu
không đổi. Kết quả là người tiêu dùng đưa ra quyết định dựa trên giá trị thực trái
ngược với giá trị danh nghĩa. Đúng như giả định, vế phải phương trình (1) và (2) được
chia ra:
7




M
d
= M
d
(Y
r
, RP
m
) (3)
Với Y
r
là thu nhập trong nước và RP
m
là giá nhập khẩu tương đối và phương trình (4)
X
d
= X
d
(Y
r

*
, RP
x
) (4)
Với Y
r
*
là thu nhập nước ngoài và RP
x
là giá xuất khẩu tương đối.
Khi giá cả hàng hóa xuất khẩu nước ngoài được điều chỉnh tỷ giá để đưa về mức giá
thực, phương trình sẽ được viết lại như sau:

= = = = (5)
Với P
x
*
là giá xuất khẩu nước ngoài và Q là TGHĐ thực, khi tăng Q sẽ làm đồng nội
tệ mất giá. 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, do đó ta có phương trình:
M
d
= X
s
*
, X
d
= M
s

*
(6)
Với X
s
*
và M
s
*
là cung xuất khẩu và cung nhập khẩu nước ngoài. Từ đó CCTM được
tính như sau:
TB = P
x
*
X
d
– QM
d
(7)
Từ đó ta thấy CCTM là sự chênh lệch giữa giá trị xuất khẩu và nhập khẩu. CCTM 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 (7) có thể được viết lại dưới dạng rút gọn bằng việc
sử dụng giá trị thực của các biến:

= (8)
Phương trình trên là phương trình mô tả CCTM của trường phái Keynes cổ điển.
Trong đó, thu nhập thực trong nước, thu nhập thực nước ngoài và tỷ giá thực là những
nhân tố chính có ảnh hưởng quyết định đến giá trị xuất khẩu ròng.
8

Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi áp dụng mô hình nghiên cứu tương tự như
nghiên cứu của Anju Gupta-Kapoor và Uma Ramakrishnan (1999).
µββββ
++++= LFILDILREERTB
3210

Chúng tôi sử dụng biến tỷ giá hiệu lực đa phương (REER) thay vì sử dụng TGDN đa
phương (NEER) như trong bài nghiên cứu của hai tác giả trên.
Tất cả các biến được sử dụng trong mô hình đều được chuyển về logarit cơ số tự
nhiên để tận dụng đặc điểm của hệ số co giãn trong phương trình logarit. Các biến
được sử dụng trong bài nghiên cứu có ký hiệu như sau: LTB là logarit tự nhiên của tỷ
lệ xuất khẩu trên nhập khẩu, LREER là logarit tự nhiên của tỷ giá hiệu lực đa phương,
LDI là logarit tự nhiên của GDP VN đại diện cho biến thu nhập trong nước, LFI là
logarit tự nhiên của bình quân có trọng số của GDP 15 đối tác thương mại lớn1F
2
với
VN với trọng số là tỷ trọng thương mại của VN với các nước. Vì ta sử dụng logarit tự
nhiên của tỷ xuất khẩu trên nhập khẩu đại diện cho CCTM nên nếu hiệu ứng đường
cong J xảy ra thì một sự giảm giá của VND sẽ dẫn đến một sự sụt giảm trong tỷ lệ
nhập khẩu trên xuất khẩu (do tác động ngắn hạn của giá cả) và một sự gia tăng trong
tỷ lệ xuất khẩu trên nhập khẩu trong dài hạn do hiệu ứng khối lượng.
2.3. Kết quả thực nghiệm về hiệu ứng đường cong J ở các nước trên thế giới
Hầu hết những nghiên cứu về đường cong J đã đưa ra những kết quả khá khác nhau.
Trong đó một số kết quả phù hợp với hiện tượng hiệu ứng đường cong J truyền thống,
tuy nhiên vẫn có những kết quả xác nhận rằng không tồn tại hiệu ứng này hoặc có
những biến thể của hiệu ứng này tại các quốc gia đang nghiên cứu. Gupta-Kapoor và
Ramakrishnan (1999) đã sử dụng mô hình ECM kết hợp hàm phản ứng đẩy (IRF) để
xác định hiệu ứng đường cong J tại Nhật Bản với dữ liệu quý 1 năm 1975 tới quý 4

năm 1996. Kết quả phân tích cho thấy, có sự tồn tại của đường cong J. Ngoài ra thì

2
15 nước gồm có Nhật Bản, Hàn Quốc, Mỹ, Thái lan, Úc, Hồng Kông, Đức, Mã Lai, Pháp, Anh, Hà
Lan, Nga, Phillippin, Thụy Sỹ, Bỉ.
9




nghiên cứu của Tihomir Stucka (2004) cũng cho ra kết quả tương tự về đường cong J
trên CCTM Croatia. Nghiên cứu này đã dùng một mô hình giản ước
2F
3
để ước lượng tác
động của một cú sốc dai dẳng (permanent shock) lên CCTM. Nó cho thấy khi phá giá
đồng nội tệ 1% thì sẽ cải thiện mức cân bằng của CCTM trong khoảng 0.94 – 1.3% và
cần khoảng 2,5 năm để có thể thiết lập lại trạng thái cân bằng.
Koch and Rosensweig (1990) đã tiến hành nghiên cứu mối liên hệ giữa đồng USD và
các thành phần trong CCTM Mỹ. Họ đã thực hiện những kiểm định về chuỗi thời gian
và nhân quả Granger để nhận dạng. Kết quả cho thấy hai trong bốn thành phần miêu
tả mối quan hệ động này là yếu và chậm hơn chuẩn của hiện tượng đường cong J. Trái
ngược với lý thuyết đường cong J thông thường, sẽ có mối liên hệ phụ thuộc mạnh mẽ
và nhanh chóng giữa nhập khẩu và giá cả tiền tệ.
Nghiên cứu của Carter và Pick (1989) đã tìm ra những bằng chứng thực nghiệm cho
thấy sự phân khúc đầu tiên của đường cong J trên cán cân nông nghiệp Mỹ. CCTM có
tình trạng xấu đi và điều này kéo dài khoảng 9 tháng sau khi đồng USD bị phá giá
10%. Sử dụng hàm phản ứng đẩy tổng quát từ mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số
(VECM) để kiểm định sự tồn tại hiệu ứng đường cong J cho các nền kinh tế Nhật
Bản, Hàn Quốc, Đài Loan, nghiên cứu của Hsing (2003) cho thấy hiệu ứng đường

cong J có xuất hiện trên CCTM Nhật. Trong khi các kiểm định tương tự tại Hàn Quốc
và Đài Loan lại không cho ra bất cứ bằng chứng cụ thể nào về sự tồn tại của hiệu ứng
đường cong J. Ông cho rằng điều này là một hiệu ứng đặc trưng của những nền kinh
tế nhỏ và có độ mở tương đối. Ở những nền kinh tế nhỏ và mở như Hàn Quốc và Đài
Loan, cả giá trị xuất khẩu và nhập khẩu đều được tính theo ngoại tệ. Do đó, những tác
động của việc phá giá tiền tệ thực trong ngắn hạn sẽ bị hạn chế và CCTM vì thế
không bị ảnh hưởng nhiều.
Tiến hành ước lượng ảnh hưởng của tỷ lệ mậu dịch lên CCTM Mỹ, nghiên cứu của
Haynes and Stone (1982) chỉ ra rằng không có sự cải thiện CCTM theo sau sự sụt

3
Mô hình ước lượng cầu xuất khẩu và nhập khẩu
10




giảm của tỷ lệ mậu dịch trong thời kỳ 1947-1974. Điều này đã được kiểm định lại qua
nghiên cứu của McPheters và Stronge (1974), kết luận được đưa ra là sẽ có một độ trễ
khoảng 2 năm trước khi CCTM Mỹ có thể được cải thiện sau những thay đổi giá cả.
Đây là bằng chứng cho sự tồn tại của hiện tượng đường cong J.
Trái ngược hoàn toàn, nghiên cứu của Miles (1979) lại cho ra những kết quả khá khác
biệt, sự định giá thấp tiền tệ không làm cải thiện tình trạng CCTM song nó giúp cải
thiện phần nào trong cán cân thanh toán. Ông cho rằng việc định giá thấp nội tệ sẽ dẫn
đến việc có những điều chỉnh lại danh mục đầu tư và kết quả là sẽ có thặng dư trong
tài khoản vốn. Dữ liệu được thu thập từ 14 nước trong thời kỳ 1956-1972. Kết quả
này sau đó đã được kiểm định lại trong nghiên cứu của Himarios (1985) và những
bằng chứng về đường cong J cũng đã được tìm thấy. Ông chỉ trích rằng những kết quả
trong nghiên cứu của Miles (1979) trước đó khá nhạy cảm khi tiến hành với các đơn
vị đo khác nhau và việc sử dụng TGDN sẽ cho ra kết quả kém chính xác hơn so với

việc dùng tỷ giá thực.
Nghiên cứu của Scott Hacker and Abdulansser Hatemi-J (2004) đã sử dụng số liệu về
thương mại song phương để ước lượng những hiệu ứng trong ngắn hạn và dài hạn của
thay đổi TGHĐ lên CCTM ở khu vực châu âu gồm Cộng hòa Séc, Hung-ga-ri và
Phần Lan. Nghiên cứu của họ tiến hành đo lường cán cân thương mại thông qua tỷ số
giữa xuất khẩu và nhập khẩu. những biến khác bao gồm: chỉ số sản xuất công nghiệp
và TGHĐ. Việc sử dụng chỉ số công nghiệp cho phép họ có thể ước lượng các tham
số thống kê với dữ liệu hàng tháng và cũng bởi vì không có dữ liệu đầy đủ, liên tục và
đáng tin cậy về chỉ số GDP. Những kết quả nghiên cứu của họ cho thấy rằng trong cả
ba trường hợp, đều có một vài bằng chứng cho thấy có sự xuất hiện của hiện tượng
đường cong J theo sau việc phá giá tiền tệ. Họ cũng phát hiện là hiệu ứng đường cong
J đã thay thế TGHĐ thực với TGHĐ danh nghĩa. Những thay đổi trong TGHĐ thực là
kết quả của cả cú sốc về TGHĐ thực và mức giá chung của nền kinh tế nội địa.
11




Trong một số trường hợp có thể kết hợp cả hai biến này trong mô hình nghiên cứu
định lượng. Song những thay đổi trong TGDN là dễ quan sát và đo lường hơn so với
tỷ giá thực. Bên cạnh đó, TGDN cũng có thể dễ kiểm soát hơn đối với những nhà làm
chính sách. Vì vậy, những bài nghiên cứu thường sẽ có khuynh hướng xem xét tác
động đối với biến TGDN. Kết quả nghiên cứu của họ đã tìm thấy những bằng chứng
tương đối yếu về hiệu ứng đường cong J, trong đó CCTM yếu đi và sau đó lại được
cải thiện sau cú sốc về tỷ giá, tuy nhiên quá trình này không diễn ra nhanh chóng như
những dự báo trong lý thuyết.
Ngoài ra, nghiên cứu của Paresh Narayan (2004) cũng đã cho thấy có hiện tượng hiệu
ứng đường cong J trên CCTM New Zealand. Ông không tìm thấy bất kỳ một mối
quan hệ đồng liên kết nào giữa CCTM và tỷ giá có hiệu lực thực, cũng như giữa thu
nhập quốc nội và thu nhập nước ngoài khi khảo sát trong thời kỳ 1970-2000. Tuy

nhiên CCTM ở New Zealand đã hình thành hiệu ứng đường cong J. Theo sau sự phá
giá thực của đồng đô la New Zealand, CCTM xấu đi trong khoảng 3 năm đầu tiên và
sau đó đã được cải thiện trở lại.
Bahmani-Oskooee và các cộng sự (2003) đã tiến hành nghiên cứu thực nghiệm cho
CCTM Ấn Độ, trong khi những nghiên cứu trước đó cho Ấn độ đã không tìm thấy bất
cứ một dấu hiệu nào về sự xuất hiện của đường cong J trên CCTM của nước này.
Những nhà nghiên cứu cho rằng một trong những vấn đề có thể là do việc sử dụng
những số liệu có tính tổng hợp, và kết quả quả là họ đã tiến hành sử dụng những dữ
liệu phi tổng hợp để nhằm phát hiện hiện tượng đường cong J trong trường hợp của
Ấn Độ. Tuy nhiên, các kết quả thực nghiệm thu được đã không hỗ trợ cho kết luận về
đường cong J. Mặc dù vậy sự định giá thấp tiền tệ trong dài hạn của đồng rupi Ấn Độ
cũng đã có những tác động góp phần cải thiện đáng kể tình trạng CCTM ở nước này.
Những kết quả thu được từ nghiên cứu về CCTM ở Thổ Nhĩ Kỳ đã hỗ trợ mạnh mẽ
cho giả định về điều kiện Marshal-Lerner, nó đưa ra được chứng cứ về mối liên hệ
trong dài hạn của việc phá giá tiền tệ. Điều này rõ ràng cho thấy rằng, khi nghiên cứu
12




về hiện tượng đường cong J nhất thiết cần phải tách biệt và nhận dạng những tác động
về ngắn và dài hạn của phá giá tiền tệ lên CCTM.
Xem xét hiệu ứng này ở các nước lân cận VN, một nghiên cứu của Olugbenga
Onafowora (2003) đã chọn mẫu là ba nước Thái Lan, Mã Lai và Indonesia. Bằng cách
vận dụng mô hình VECM, tổng thể tác giả đã cho thấy rằng với Indonesia và Mã Lai
trong mối thương mại song phương ở cả Mỹ và Nhật Bản đều có hiệu ứng đường
cong J trong ngắn hạn. Ngược lại, tại Thái Lan khi xem xét với Nhật Bản thì một cú
sốc giảm tỷ giá thực ban đầu cải thiện CCTM, nhưng sau đó lại trở nên tồi tệ và cuối
cùng là cải thiện cán cân theo như mong muốn.
Trong những ước lượng về đường cong J, nghiên cứu có thể sử dụng dữ liệu về

thương mại đa phương hoặc song phương. Nghiên cứu của Rose and Yellen (1989) đã
đưa ra kết luận rằng việc dùng dữ liệu thương mại song phương sẽ cho ra kết quả tốt
hơn vì nó không đòi hỏi cần có sự phân cách với các biến động trong thu nhập thế
giới như khi phân tích ở mức độ tổng thể. Điều này sẽ góp phần giảm thiểu những sai
lệch tổng thể.
Với các phân tích về những hiệu ứng kỳ vọng của phá giá tiền tệ lên CCTM, giả thiết
kiểm định cho bài nghiên cứu sẽ được xây dựng như sau: Sẽ có một mối liên hệ trong
dài hạn giữa cán cân thương mại và tỷ giá thực có hiệu lực và có bằng chứng về hiện
tượng đường cong J trên CCTM VN.

13




Nhà nghiên cứu Đối tượng nghiên
cứu
Mẫu (Bộ dữ liệu) Phương pháp nghiên
cứu
Kết quả
Gupta-
Kapoor và
Ramakrishnan
(1999)
Hiệu ứng đường
cong j tại nhật bản
Dữ liệu quý, từ quý
1 năm 1975 đến quý
4 năm 1996
Mô hình ECM kết hợp

hàm phản ứng đẩy (IRF)
Tồn tại đường cong J
Tihomir Stucka
(2004)
Tác động của một
cú sốc thường trực
(permanent shock)
lên CCTM croatia
Dữ liệ
u hàng tháng,
từ 1/1990 đến
12/1993.
Mô hình ước lượng cầu
xuất và nhập khẩu.
Khi phá giá đồng nội tệ
1% thì
sẽ cải thiện mức cân bằng của
CCTM trong khoảng 0.94 –
1.3% và cần khoảng 2,5 năm để
có thể thiết lập lại trạng thái cân
bằng.
Koch và
Rosensweig (1990)
Mối liên hệ giữa
đồ
ng usd và các
thành phầ
n trong
CCTM mỹ
Dữ liệu hàng năm,

giai đoạn 1970 -
1988
Kiểm định về chuỗi thời
gian và nhân quả
granger.
Hai trong bốn thành phầ
n miêu
tả mối quan hệ động này là yếu
và chậm hơn chuẩn của hiện
tượng đường cong j
Hsing (2003) Hiệu ứng đường
cong j cho các nền
kinh tế nhật bản,
Dữ liệu hàng quý, từ
quý 1 năm 1996 –
đến quý 1 năm 2006.
Hàm phản ứng đẩy tổng
quát từ mô hình vectơ
hiệu chỉnh sai số (vecm)
Hiệu ứng đường cong j có xuất
hiện trên CCTM nhật. Trong khi
các kiểm định tương tự tạ
i hàn
14




hàn quốc, đài loan
quốc và đài loan lại không cho

ra bất cứ bằng chứng cụ thể nào
về sự tồn tại của hiệu ứng đường
cong j
Haynes và Stone
(1982); kiểm định
lại bở
i McPheters
và Stronge (1974)
Ước lượng ảnh
hưởng của tỷ lệ
mậu dị
ch lên
CCTM mỹ
Dữ liệ
u theo quý,
giai đoạn 1947-
1974.
Mô hình chuỗi thời gian Sẽ có một độ trễ khoảng 2 năm
trước khi CCTM mỹ có thể được
cải thiện sau những thay đổ
i giá
cả.
Miles (1979) Kiểm định hiệu
ứng đường cong J
14 nước trong thời
kỳ 1956-1972
Sử dụng tỷ
giá danh
nghĩa
Sự định giá thấp tiền tệ không

làm cải thiện tình trạng CCTM
song nó giúp cải thiện phần nào
trong cán cân thanh toán.
Himarios (1985) Kiểm định lạ
i bài
nghiên cứu của
Miles (1979)
Dữ liệu hàng năm,
giai đoạn 1956 –
1972
Sử dụng tỷ giá thực, mô
hình OLS.
Đường cong j được tìm thấy tại
9 trên 10 nước q
uan sát (xem
thêm himarios 1985)
Scott Hacker và
Abdulansser
Hatemi-J (2004)
Ước lượng những
hiệu ứ
ng trong
ngắn hạ
n và dài
Sử dụng số liệu về
thương mạ
i song
phương
Đo lường cán cân thương
mại thông qua tỷ số giữa

xuất khẩu và nhập khẩu,
Cả ba trường hợp, đều có một
vài bằng chứng cho thấy có sự
xuất hiện của hiện tượng đường
15




hạn của thay đổi
tghđ lên CCTM ở
khu vự
c châu âu
gồm cộ
ng hòa séc,
hung-ga-ri và phần
lan
những biến khác bao
gồm: chỉ số sản xuất
công nghiệp và tghđ
cong j theo sau việc phá giá tiền
tệ
Paresh Narayan
(2004)
CCTM New
Zealand
1970-2000 Phân tích đồng tích hợp Hình thành hiệu ứng đường
cong j: CCTM xấu đi trong
khoảng 3 năm đầu tiên và sau đó
đã được cải thiện trở lại

Bahmani-Oskooee
và các cộng sự
(2003)
Ấn Độ Dữ liệu hàng năm,
giai đoạn 1962 –
2006
Mô hình cán cân thương
mạ
i (xem thêm NC EB
…)
Không tìm thấy bất cứ một dấu
hiệu nào về sự xuất hiện của
đường cong j
Olugbenga
Onafowora (2003)
Thái Lan, Mã Lai
và Indonesia trong
mối thương mại
song phương ở cả
Mỹ và Nhật Bản
Dữ liệu quý, từ quý
1 năm 1980 đến quý
4 năm 2001.
Phân tích đồng liên kết
và mô hình VECM.
Indonesia và Mã Lai đều có hiệu
ứng đường cong J trong ngắn
hạn. Ngược lại, tại Thái Lan khi
xem xét với Nhật Bản thì không
thấy xuất hiện.

16




3. KIỂM ĐỊNH TẦM QUAN TRỌNG VÀ XÂY DỰNG PHƯƠNG PHÁP ĐO
LƯỜNG HIỆU ỨNG ĐƯỜNG CONG J Ở VIỆT NAM
3.1. Thực trạng cán cân thương mại ở Việt Nam 2000-2010
Hình 1: Diễn biến TGDN giữa VND/USD giai đoạn 2000-2011
0.000
5000.000
10000.000
15000.000
20000.000
25000.000
2000Q1
2001Q1
2002Q1
2003Q1
2004Q1
2005Q1
2006Q1
2007Q1
2008Q1
2009Q1
2010Q1
2011Q1

Nguồn: IFS

Qua Hình 1 chúng ta nhận thấy rằng tỷ giá giữa VND/USD liên tục tăng và chia làm 2
giai đoạn rõ rệt: từ quý 1 năm 2000 đến đầu quý 1 năm 2008; từ sau quý 1 năm 2008
đến quý 1 năm 2011. Giai đoạn đầu, tỷ giá gia tăng một cách ổn định. Nhìn chung
không có đợt tăng giá nào đáng kể. Nhưng bước sang giai đoạn thứ 2, TGDN gia tăng
một cách mạnh mẽ thể hiện những hành động phá giá liên tục và mạnh mẽ hơn từ phía
NHNN. Đặc biệt phải kể đến là đợt phá giá gần đây nhất vào tháng 2/2011, với mức
phá giá làm VND giảm giá 9.3% so với USD, tỷ giá bình quân liên ngân hàng tăng từ
18 932 VND/USD lên 20 693 USD.
3F
4

Dưới đây, chúng tôi tiến hành xây dựng TGDN đa phương (NEER) và tỷ giá hiệu lực
đa phương (REER).

4
Nguồn: website Ngân hàng nhà nước.
17




Giỏ tiền tệ mà chúng tôi lựa chọn gồm 20 nước đối tác thương mại chính4F
5
với VN (vì
không thu thập được số liệu của Đài Loan do Đài Loan vẫn chưa là thành viên của
IMF). Kỳ gốc mà chúng tôi lựa chọn là quý 1 năm 2000 vì tại năm này CCTM của
VN tuy có thâm hụt nhưng khá thấp. Do đó, tỷ giá phản ánh được ngang giá sức mua
giữa VND với các đồng tiền còn lại hay tỷ giá hiệu lực đa phương có thể được xem là
bằng 1. Kỳ gốc năm 2000 cũng là kỳ gốc mà nhiều nghiên cứu về tỷ giá hối đoái lựa
chọn, chẳng hạn nghiên cứu của Nguyễn Thị Thu Hằng và các cộng sự (2010).

TGDN đa phương (NEER) và tỷ giá hiệu lực đa phương (REER) được tính toán bằng
công thức sau:
( )
∏
=
=
n
j
w
jtt
jt
eNEER
1

jt
w
n
j
t
jt
jtt
P
P
eREER
∏
=









=
1

Trong đó:
• t là thời gian theo quý.
• n = 20 là số nước đối tác thương mại chính của Việt Nam.
• e
jt
là TGDN của đồng tiền nước j so với VND (trong trường hợp này VND là
đồng định giá còn đồng tiền nước j là đồng yết giá) tại quý t và được tính theo
chỉ số với kỳ gốc là quý 1 năm 2000.
• P
t
là chỉ số giá hàng hóa trong nước.
• P
jt
là chỉ số giá hàng hóa nước j.

5
Gồm những nước sau Nhật Bản, Hàn Quốc, Mỹ, Thái lan, Úc, Hồng Kông, Đức, Mã Lai, Pháp,
Anh, Hà Lan, Nga, Philippin, Thụy Sỹ, Bỉ, Singapore, Indonexia, Ý, Ấn Độ.
18

Một sự gia tăng trong chỉ số NEER (hoặc REER) thể hiện sự giảm giá của VND so
với các đồng tiền khác của các đối tác thương mại chính. Dựa vào Hình 2 có thể nhận
xét rằng, trong giai đoạn từ đầu quý 1 năm 2000 đến đầu quý 1 năm 2004, NEER và
REER biến động cùng chiều với nhau. Chiều hướng đi lên của REER trong giai đoạn
này thể hiện VND đang giảm giá thực và chiều hướng này là có lợi cho xuất khẩu. Bắt
đầu từ quý 1 năm 2004 đến nay, REER và NEER ngày càng cách xa nhau. Lý do để
giải thích cho điều này là lạm phát của VN giai đoạn từ quý 1 năm 2004 cho đến nay
cao hơn hẳn so với các đối tác thương mại. So với kỳ gốc quý 1 năm 2000 thì tính đến
hết quý 4 năm 2011, VND đã lên giá khoảng 24.48% so với đồng tiền của 20 đối tác
thương mại chính. Quan sát Hình 2 ta có thể nhận thấy tác động tích cực từ đợt phá
giá mạnh mẽ nhất của NHNN vào tháng 2 năm 2011. Tỷ giá hiệu lực đa phương đã có
xu hướng tăng lên tuy nhiên do hậu quả lạm phát khá cao trong năm 2011, nên REER
đã giảm nhanh trở lại.
Hình 2: Tỷ giá thực hiệu lực đa phương ở Việt Nam (kỳ gốc là quý 1 năm 2000)
0
0.2
0.4
0.6
0.8
1
1.2
1.4
1.6
1.8
2
2000Q1
2001Q1
2002Q1
2003Q1
2004Q1

2005Q1
2006Q1
2007Q1
2008Q1
2009Q1
2010Q1
2011Q1
NEER
REER

Nguồn: tính toán của tác giả dựa trên số liệu của IFS, Datastream
19




3.2. Cách xử lý dữ liệu
3.2.1. Dữ liệu
Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng dữ liệu theo quý từ quý 1 năm 2000 đến
quý 4 năm 2011. Nguồn dữ liệu như sau:
 Dữ liệu về xuất nhập khẩu của VN với 20 đối tác thương mại chính được thu
thập từ Datastream giai đoạn từ quý 1 năm 2000 đến quý 3 năm 2010, giai
đoạn còn lại chúng tôi tổng hợp từ TCHQ.
 Dữ liệu GDP theo quý của VN từ TCTK.
 Dữ liệu GDP theo quý của 15 đối tác thương mại
5F
6
với VN được thu thập từ
IFS.
 Tỷ giá hiệu lực đa phương (REER) được tính toán với 20 đối tác thương mại

chính
6F
7
, kỳ gốc là quý 1 năm 2000.
 Dữ liệu CPI của các nước được thu thập từ CPI.
 Dữ liệu TGHĐ của các nước theo quý với đồng tiền yết giá là USD được thu
thập từ IFS, tỷ giá sử dụng là tỷ giá cuối kỳ.
VN 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 sử dụng là USD). Do đó để tạo sự thống
nhất trong dữ liệu nghiên cứu, tất cả bộ dữ liệu mà chúng tôi sử dụng đều có đơn vị là
USD. Vì một số chuỗi dữ liệu GDP của các nước chẳng hạn như Mỹ và các quốc gia
ở châu Âu đã được hiệu chỉnh yếu tố mùa vụ, do đó chúng tôi đã sử dụng phương
pháp hiệu chỉnh yếu tố mùa vụ bằng phương pháp X12
7F
8
cho các chuỗi dữ liệu xuất
nhập khẩu, GDP và chuỗi CPI của VN.

6
Xem phụ lục 1
7
Xem phụ lục 3
8
Xem Eviews 6 User’s Guide II – Hiệu chỉnh yếu tố mùa.