TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI, CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở NIGERIA: PHÂN TÍCH TÍCH HỢP KHÔNG ĐỐI XỨNG

TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH - MARKETING
VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC

---------------

Mơn: TÀI CHÍNH QUỐC TẾ NÂNG CAO

ĐỀ TÀI:

TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI, CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VÀ
TĂNG TRƯỞNG Ở NIGERIA: PHÂN TÍCH TÍCH
HỢP KHƠNG ĐỐI XỨNG
NHĨM 5:
1. Trần Trọng Bình
2. Nguyễn Quốc Hiền
3. Huỳnh Thuỳ Thu Hồng
4. Ngơ Ngọc Trình
5. Nguyễn Việt Hồng

TP.Hồ Chí Minh, tháng 7 năm 2023


MỤC LỤC
I. TÓM TẮT................................................................................................................1
II. GIỚI THIỆU..........................................................................................................2
III. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU.............................................................................4
3.1. Khung lý thuyết................................................................................................4
3.2. Khảo lược và giả thuyết...................................................................................4
IV. DỮ LIỆU, PHƯƠNG PHÁP VÀ KẾT QUẢ......................................................8
4.1. Thu thập dữ liệu...............................................................................................8
4.2. Phân tích và diễn giải kết quả..........................................................................8

4.3. Phân tích độ nhạy...........................................................................................15
V. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH...........................................................18
VI. LIÊN HỆ VIỆT NAM........................................................................................20
TÀI LIỆU THAM KHẢO........................................................................................21


I. TÓM TẮT
Bối cảnh và tuyên bố của vấn đề: Người ta đã xác định rằng các quốc gia có rủi ro
kinh tế và chính trị cao sẽ thu hút vốn đầu tư của các nhà đầu tư tiềm năng từ các quốc
gia khác, do đó, các quốc gia đó có nguy cơ mất niềm tin cao hơn vào sự ổn định tiền tệ
và sự luân chuyển vốn. đến các nền kinh tế ổn định hơn. Những vấn đề nêu trên có thể
cản trở tăng trưởng, ổn định kinh tế vĩ mô, phát triển nguồn nhân lực và thay đổi thể chế.
Do đó, cần phải điều tra mối quan hệ đồng liên kết bất đối xứng, nếu có giữa tỷ giá hối
đoái, cán cân thương mại và tăng trưởng ở Nigeria. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu:
Với giả định chính về khả năng xảy ra q trình điều chỉnh bất đối xứng trong tình trạng
mất cân bằng, nghiên cứu đã triển khai mơ hình M-TAR (Momentum - Tự hồi quy
ngưỡng) và TAR (Tự hồi quy ngưỡng).
Dữ liệu hàng năm về nhập khẩu, xuất khẩu, thu nhập thực trong nước, thu nhập thực
trên thế giới, chỉ số giá tiêu dùng trong nước và chỉ số giá tiêu dùng của Hoa Kỳ đã được
sử dụng và dữ liệu này lấy từ Chỉ số Phát triển của Ngân hàng Thế giới cho giai đoạn
1960-2016 và tất cả dữ liệu đều được tính bằng Đô la Mỹ . Kết quả nghiên cứu: Kết quả
cho thấy đối với mơ hình TAR, tồn tại đồng liên kết giữa ba biến (tăng trưởng kinh tế,
cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái thực). Một quá trình mất cân bằng điều chỉnh bất
đối xứng cũng tồn tại. Các ước tính điểm cho thấy tốc độ điều chỉnh sẽ thấp hơn khi cán
cân thương mại xấu đi. ECM bất đối xứng cho thấy rằng cán cân thương mại, tỷ giá hối
đoái thực và tăng trưởng phản ứng với sự mất cân bằng và hệ số của thu nhập trong nước
và tỷ giá hối đoái là âm và thu nhập nước ngồi là dương và có ý nghĩa thống kê. Hàm ý
chính sách: Chính phủ Nigeria nên tập trung các nỗ lực chính sách của mình hướng tới
chiến lược thay thế nhập khẩu nhằm tạo điều kiện thuận lợi cho việc sản xuất hàng hóa
nhập khẩu hiện tại tại địa phương, từ đó tạo việc làm bền vững và phát triển lĩnh vực sản

xuất công nghiệp ở Nigeria.

1


II. GIỚI THIỆU
Nhu cầu ngày càng tăng đối với hàng hóa nhập khẩu ở Nigeria đã tiếp tục tạo ra một
khó khăn khơng kể xiết đối với quần chúng, do đó gây ra sự mất giá của đồng tiền trong
thời gian gần đây. Ngoài ra, thâm hụt tài khoản vãng lai không ngừng trong những năm
qua khiến một quốc gia phải đòi hỏi nhiều ngoại tệ hơn số tiền họ nhận được thơng qua
việc bán hàng xuất khẩu cũng có tác động hệ quả đến nền kinh tế. Trong số các tác động
do hậu quả của các thực hành bao gồm nhưng không giới hạn ở; mất giá đồng tiền,
chuyển hướng thương mại, mất việc làm trong quê hương của nước nhập khẩu, thu nhập
bình quân đầu người thấp, mức sống của người dân giảm sút. Điều này cho thấy rằng cán
cân thương mại và biến động tỷ giá hối đối có thể cản trở tăng trưởng bao trùm.
Một yếu tố quan trọng thu hút các quỹ đầu tư ra khỏi các quốc gia khác là khi một
quốc gia được coi là có rủi ro chính trị và kinh tế cao. Do đó, các quốc gia có bất ổn
chính trị có thể dẫn đến mất niềm tin vào sự ổn định tiền tệ và chuyển vốn sang các nền
kinh tế ổn định hơn. Những vấn đề nêu trên có thể khơng khuyến khích tăng trưởng bao
trùm, ổn định kinh tế vĩ mô, phát triển nguồn nhân lực và thay đổi cơ cấu. Do đó, cần
phải nghiên cứu bản chất của mối quan hệ giữa tốc độ tăng trưởng kinh tế, cán cân
thương mại và tỷ giá hối đoái ở Nigeria. Trong nhiều năm, hiện tượng đường cong J đã
được kiểm tra, nhưng với những phát hiện khác nhau. Các nghiên cứu đã cung cấp hỗ trợ
cho tính hợp lệ của J-Curve và những nghiên cứu khác khơng tìm thấy hỗ trợ cho tính
hợp lệ của J-Curve ở Nigeria. Các nghiên cứu khác về J-Curve tập trung vào mối quan hệ
đồng liên kết đối xứng (Onafowora 2003, Ahmad và Yang 2004, Kamoto 2006, Petrovic
và Gligoric 2009, Pham 2012, Abebe 2014). Chúng phần lớn khơng tính đến sự tồn tại
của mối quan hệ đồng liên kết bất đối xứng. Điều này tạo thành khoảng trống văn học
chính cần được lấp đầy đối với đường cong chữ J ở Nigeria.
Do đó, nghiên cứu này xem xét mối quan hệ đồng liên kết bất đối xứng được ủng hộ

bởi (Enders và Siklos 2001) đã khắc phục vấn đề bác bỏ quá mức liên quan đến mối quan
hệ đồng liên kết đối xứng. Thứ hai, nghiên cứu xem xét bản chất phi tuyến tính của mối
2


quan hệ nhân quả giữa thu nhập (nước ngoài và trong nước), tỷ giá hối đoái và cán cân
thương mại ở Nigeria. Lý do cho cách tiếp cận đồng liên kết bất đối xứng ở Nigeria xuất
phát từ tình trạng kém phát triển và khơng hồn hảo hệ thống thị trường (Okpara 2010).
Theo quan điểm về sự tăng trưởng gần đây trong cán cân thương mại, tỷ giá hối đoái và
tăng trưởng của Nigeria, nghiên cứu này đã tìm cách cung cấp câu trả lời cho các câu hỏi
sau liên quan đến mối quan hệ đường cong J; (i) Có mối quan hệ dài hạn nào đối với mối
quan hệ đường cong J khơng? (ii) Có tồn tại sự đồng liên kết bất đối xứng đối với mối
quan hệ đường cong J ở Nigeria khơng? (iii) Liệu có mối quan hệ nhân quả phi tuyến tính
giữa cán cân thương mại, tỷ giá hối đoái, thu nhập trong nước và nước ngoài?
Ngoài phần giới thiệu, bài viết này được chia thành bốn phần khác. Phần hai cung cấp
đánh giá ngắn gọn về các tài liệu. Phần ba tập trung vào dữ liệu, phương pháp và kết quả.
Phần tiếp theo dành cho phân tích độ nhạy, trong khi phần cuối cùng kết thúc nghiên cứu.

3


III. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU
3.1. Khung lý thuyết
Có rất nhiều nghiên cứu về mối quan hệ giữa thay đổi tỷ giá hối đoái, cán cân thương
mại và tăng trưởng của nền kinh tế. Những nghiên cứu như vậy đã thử nghiệm các mơ
hình lý thuyết khác nhau như đường cong J và các điều kiện Marshall-Lenner trong các
bối cảnh khác nhau, đặc biệt là ở các nước đang phát triển. Những phát hiện của các
nghiên cứu thực nghiệm khác nhau đã được trộn lẫn và khơng thuyết phục. Ví dụ, phát
hiện của (Onafowora 2003) về kiểm định tính hợp lý của đường cong chữ J ở châu Á cho
thấy sự đồng liên kết ở trạng thái ổn định trong dài hạn giữa thu nhập thực tế từ nước

ngoài, tỷ giá hối đoái thực tế, cán cân thương mại & thu nhập thực tế trong nước. Một
nghiên cứu tương tự sử dụng đồng liên kết trong bối cảnh quốc gia cụ thể ở Trung Quốc
bởi (Ahmad và Yang 2004) cho thấy tác động không đáng kể của phá giá thực đối với
cán cân thương mại trong thương mại song phương của Trung Quốc với các nước G-7.
3.2. Khảo lược và giả thuyết
Ngoài việc kiểm định đường cong chữ J trong bối cảnh châu Á, (Kamoto 2006) xem
xét tác động của đường cong chữ J đối với cán cân thương mại ở Malawi và Nam Phi.
Kết quả của mơ hình sửa lỗi véc tơ chỉ ra rằng cán cân thương mại của Nam Phi ban đầu
xấu đi nhưng sẽ được cải thiện trong thời gian dài sau khi đồng Rand mất giá thực tế.
Phát hiện này ủng hộ tính hợp lý của giả thuyết đường cong chữ J ở Nam Phi. Những
phát hiện về mơ hình sửa lỗi và ước tính mơ hình tự hồi quy véc tơ trong cơng trình của
(Petrovic và Gligoric 2009) đã cung cấp bằng chứng mạnh mẽ ủng hộ giả thuyết Đường
cong J trong nền kinh tế Serbia. Nghiên cứu của Egwaikhide, Chete và Falokun (1994) đã
xem xét các tác động định lượng của việc giảm tỷ giá hối đối đối với lạm phát, thu, chi
của chính phủ và cung tiền ở Nigeria. Liên quan đến tỷ giá hối đoái, nghiên cứu cho thấy
tỷ giá hối đoái trên thị trường song song dường như tương quan với lạm phát nhiều hơn
khi so sánh với tỷ giá chính thức. Điểm yếu chính của nghiên cứu liên quan đến cỡ mẫu
được sử dụng để ước tính, điều này có thể làm suy yếu kết quả thu được từ ước lượng kỹ
4


thuật đồng liên kết và sửa lỗi của các phương trình cấu trúc vì phương pháp này thường
yêu cầu cỡ mẫu lớn để rút ra các suy luận chắc chắn cho các mơ phỏng chính sách.
Cụ thể, Eme và Johnson (2011) điều tra mối quan hệ trực tiếp và gián tiếp có thể có
giữa tỷ giá hối đối và tăng trưởng GDP ở Nigeria trong giai đoạn 1986 đến 2010. Mối
quan hệ này được suy ra bằng cách sử dụng mơ hình phương trình đồng thời trong một
mơ hình kinh tế vĩ mô được chỉ định đầy đủ. Các kết quả ước tính cho thấy rằng khơng có
bằng chứng về mối quan hệ trực tiếp mạnh mẽ giữa những thay đổi trong tỷ giá hối đoái
và tăng trưởng sản lượng. Về phần Adeyemi, Ogundipe, Ojeaga và Ogundipe (2013) điều
tra tác động của việc phá giá tiền tệ đối với cán cân thương mại của Nigeria bằng cách sử

dụng các phân tích phân tách phương sai và đồng liên kết Johansen từ 1970-2010. Các
kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng tồn tại một mối quan hệ ổn định trong dài hạn giữa cán
cân thương mại và các yếu tố quyết định thu nhập trong nước, cung tiền trong và ngoài
nước, lãi suất trong nước và tỷ giá hối đoái danh nghĩa như được sử dụng trong nghiên
cứu. Những phát hiện chính của họ cho thấy rằng tỷ giá hối đoái gây ra tác động không
co giãn và đáng kể đối với cán cân thương mại trong dài hạn. Ngồi ra, khơng có mối
quan hệ nhân quả ngắn hạn nào từ tỷ giá hối đối đến cán cân thương mại vì biến động
cung tiền đóng góp nhiều hơn vào sự chênh lệch trong cán cân thương mại hơn là biến
động tỷ giá hối đối.
Theo dịng lập luận này, Martins và Olarinde (2014) xem xét tác động của việc giảm
tỷ giá hối đoái đối với cán cân thanh toán (BOP) ở Nigeria trong giai đoạn 1961–2012.
Phân tích dựa trên khung Sửa lỗi Vector đa biến.
Một mối quan hệ cân bằng dài hạn đã được tìm thấy giữa BOP, tỷ giá hối đối và các
biến số liên quan khác. Các kết quả thực nghiệm ủng hộ quan hệ nhân quả hai chiều giữa
BOP và các biến khác được sử dụng. Odongo và Kalu (2013) phân tích mối quan hệ nhân
quả liên thời gian giữa tỷ giá hối đoái thực và cán cân thương mại và dòng vốn xuyên
biên giới ở Châu Phi. Dữ liệu hàng năm của chín quốc gia lớn ở châu Phi trong giai đoạn
1993–2009 đã được sử dụng. Phát hiện của họ hỗ trợ cho quan điểm lý thuyết cán cân
5


thương mại cổ điển, trong đó tác động rịng của việc giảm giá đồng nội tệ là cải thiện vị
thế cán cân thanh toán của quốc gia trong nước trong ngắn hạn.
Hơn nữa, Odusola và Akinlo (2014) khám phá mối liên hệ giữa sự mất giá của đồng
naira, lạm phát và sản lượng ở Nigeria. Bằng chứng từ nghiên cứu của họ cho thấy sự tồn
tại của các kết quả khác nhau về tác động của việc giảm tỷ giá hối đối đối với sản lượng.
Kết quả từ các mơ hình đương thời cũng cho thấy tác động thu hẹp của tỷ giá hối đoái
song song đối với sản lượng nhưng chỉ trong ngắn hạn. Bên cạnh đó, các cú sốc tỷ giá hối
đối chính thức được theo sau bởi MỘT sự gia tăng giá cả, cung tiền và tỷ giá hối đoái
song song.

Khi xem xét các yếu tố quyết định thay đổi cán cân thương mại ở Pakistan, Uzma,
Shamsa, Samina, Nazish, Amna và Rahat (2015) nhận thấy rằng các động lực hội tụ hoặc
khác biệt của xuất nhập khẩu là nguyên nhân đầu tiên dẫn đến thay đổi cán cân thương
mại. Mọi thứ tác động bất đối xứng lên xuất nhập khẩu như GDP và lạm phát đều có thể
tác động đến cán cân thương mại. Họ thiết lập mối tương quan yếu giữa tỷ giá hối đoái và
cán cân thương mại. Ngoài ra, Pham (2012) xem xét tác động của biến động tỷ giá hối
đoái đối với cán cân thương mại trong cả ngắn hạn và dài hạn.
Những phát hiện từ kết quả ARDL cho thấy cán cân thương mại được cải thiện với sự
mất giá của tỷ giá hối đoái thực. Phát hiện tương tự được ghi lại trong một nghiên cứu
gần đây hơn về thử nghiệm đường cong chữ J ở Ethiopia bởi (Abebe 2014). Phát hiện chỉ
ra rằng sự mất giá thực của tỷ giá hối đoái đã dẫn đến sự phát triển thương mại ở
Ethiopia.
Cũng đối với Bangladesh, Khanom, Emu, Uddin và Farhana (2014) xác định mối
quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại trong giai đoạn 1973 đến 2011. Kết
quả ước tính của họ cho thấy sự tồn tại của mối quan hệ trực tiếp giữa cán cân thương
mại và tỷ giá hối đoái. Họ kết luận rằng tỷ giá hối đoái thực là một biến số quan trọng đối
với cán cân thương mại, và phá giá sẽ cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn, do đó
phù hợp với điều kiện Marshall-Lerner.
6


Wanhui-Jiang (2014) nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa của
đồng nhân dân tệ đối với tăng trưởng kinh tế ở Trung Quốc từ năm 1981 đến năm 2012.
Nhìn chung, tính hợp lý của đường cong chữ J trong bối cảnh các nước đang phát
triển là hợp lý. Nhưng cần phải điều tra thêm xem liệu việc tạo ra và phát triển thương
mại phát sinh do phá giá tiền tệ có chuyển thành tăng trưởng tồn diện hay khơng, điều
này có thể thể hiện trong mơ hình việc làm, phân phối tài ngun cơng bằng, giảm nghèo
và mức sống tốt hơn cho người dân. Trong bối cảnh đó, bài viết này xem xét tác động của
tỷ giá hối đoái đối với cán cân thương mại và tăng trưởng bao trùm ở Nigeria.
Bài nghiên cứu kết luận rằng trong dài hạn, thay đổi tỷ giá hối đối có tác động tích

cực đến thương mại xuất nhập khẩu. Trong một nghiên cứu khó chịu hơn, Augustine,
John và Emmanuel (2017) xem xét tác động của tỷ giá hối đoái hiệu quả thực đối với cán
cân thương mại của tám quốc gia trong bối cảnh của một số kỹ thuật phi tuyến tính. Các
kết quả từ mơ hình bất đối xứng để phân tích đồng liên kết dài hạn, phân tích ngắn hạn và
chu kỳ bán rã cung cấp bằng chứng cho thấy rằng tỷ giá hối đoái giảm có tác động đáng
kể đến cán cân thương mại.

7


IV. DỮ LIỆU, PHƯƠNG PHÁP VÀ KẾT QUẢ
4.1. Thu thập dữ liệu
Trong phần này, cách tiếp cận của Enders và Siklos (2001) được triển khai để kiểm
tra mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái, cán cân thương mại và tăng trưởng kinh tế trong bối
cảnh nền kinh tế Nigeria. Dữ liệu cán cân thương mại được định nghĩa là tỷ lệ xuất khẩu
so với nhập khẩu (X/M) được sử dụng như một thước đo thực nghiệm xác thực về mối
quan hệ tỷ giá hối đoái trong cán cân thương mại. Theo Bahmani-Oskooee (1985), nó có
lợi thế là có thể hiểu được cả về cán cân thương mại danh nghĩa hoặc thực tế. Nó cũng
giải quyết vấn đề sử dụng biểu mẫu nhật ký trong trường hợp thâm hụt thương mại. Các
biến khác được sử dụng là tỷ giá hối đoái thực (RER), thu nhập thực trong nước (GDP)
và thu nhập thực trên thế giới (USGDP). Việc tính tốn tỷ giá hối đoái thực song phương
được thực hiện như sau: (i) tính tốn tỷ giá hối đối danh nghĩa trong nước theo tỷ lệ của
chỉ số giá tiêu dùng Hoa Kỳ và (ii) nhân kết quả ở (i) với tỷ giá hối đoái danh nghĩa trong
nước. Dữ liệu hàng năm về nhập khẩu, xuất khẩu, thu nhập thực trong nước, thu nhập
thực trên thế giới, chỉ số giá tiêu dùng trong nước và chỉ số giá tiêu dùng của Hoa Kỳ
được lấy từ Chỉ số Phát triển của Ngân hàng Thế giới cho giai đoạn 1960-2016 và tất cả
dữ liệu đều được tính bằng Đơ la Mỹ. Các tiêu chí để lựa chọn khung thời gian dựa trên
mức độ sâu rộng của vốn và thị trường tài chính, tính sẵn có của dữ liệu và hoạt động của
chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt của Ngân hàng Trung ương Nigeria (Ahmad, Pentecost và
Harvey 2011).

4.2. Phân tích và diễn giải kết quả
Nghiên cứu bắt đầu phân tích, bằng cách kiểm tra thứ tự tích hợp của các biến được
liệt kê ở trên bằng cách sử dụng Ng-Perron NP (2001), Augmented Dickey–Fuller ADF
(1979) và PP Phillips và Perron (1988) và trên từng chuỗi.

8


Các thủ tục ADF, PP và NP kiểm tra giả thuyết khống của nghiệm đơn vị. Các kết quả từ
phép thử ADF, PP và NP, nghiệm đơn vị được thể hiện trong Bảng 1 và chỉ ra rằng
tất cả các biến đều không cố định I(0) ở các mức, nhưng dừng ở các biến khác biệt đầu
tiên I(1).
Do đó, việc kiểm định mối liên hệ đồng liên kết dài hạn có thể có giữa các biến được
tiến hành. Vì vậy, giai đoạn đầu tiên là thực hiện hồi quy dài hạn trên mơ hình được chỉ
định trong phương trình (1);

Trong đó (X/M) là tỷ lệ xuất khẩu so với nhập khẩu, RER đại diện cho tỷ giá hối đoái
thực, GDP là thu nhập thực tế trong nước và USGDP là thu nhập thực tế của thế giới, α₀
đến α3 là các tham số, phần dư cho thấy sự mất cân bằng giữa các biến.
Sau khi xác định hồi quy đồng liên kết dài hạn, giai đoạn tiếp theo là tiến hành kiểm định
tính dừng trên chuỗi phần dư 𝜀𝑡. Kiểm định đồng liên kết trong Bảng 2, bác bỏ giả thuyết
khống về việc khơng có đồng liên kết ở mức ý nghĩa 1%.
BẢNG 1: KIỂM TRA GỐC ĐƠN VỊ
Variables
X/M
ΔX/MX/M
RER
ΔX/MRER
GDP
ΔX/MGDP

USGDP
ΔX/MUSGDP

ADF
-0.043
-7.904***
-2.246
-6.172***
-1.070
-5.324***
-2.048
-5.073***

PP
-0.961
-18.979***
-2.454
-6.163***
-1.353
-5.367***
-1.269
-5.092***

NP
-0.966
-15.727***
-2.172
-3.651***
-1.159
-3.474***

-1.251
-3.424***

Lưu ý: Trong bài viết này đối với kiểm định NP, tác giả sử dụng thống kê kiểm định
MZt.
9


Độ trễ thích hợp cho mỗi bài kiểm tra đã được AIC chọn
*** Cho biết ý nghĩa ở mức 1%.
** Cho biết mức ý nghĩa ở mức 5%.
Tiêu chuẩn (Dickey và Fuller 1979)

(2)
Trong đó {𝜀𝑡} là phần dư của hồi quy thu được từ phương trình (1). Giá trị này được giả
định là có phương sai khơng đổi cùng với giá trị trung bình bằng khơng. Nó được gọi là
'trắng tiếng ồn'. υ là nhiễu phân bố giống hệt nhau với giá trị trung bình bằng 0 và được
coi là độc lập. Trường hợp giả thuyết vô hiệu của 𝜌 = 0 bị bác bỏ, thì {𝜀𝑡} được xem xét
đứng n.
Các tham số ước tính của phương trình dài hạn được trình bày trong phương trình 2. Thử
nghiệm áp dụng quy trình điều chỉnh đối xứng quanh điểm mất cân bằng. Tuy nhiên, nếu
phản ứng điều chỉnh cân bằng giữa các biến (tỷ giá hối đoái thực, cán cân thương mại,
điều chỉnh thu nhập trong nước và nước ngoài) là khơng đối xứng, thì phương trình (2)
trở nên sai.
BẢNG 2: ƯỚC LƯỢNG CÁC THƠNG SỐ CỦA PHƯƠNG TRÌNH DÀI HẠN CHO
MƠ HÌNH 1
𝑋⁄𝑀𝑡 = −19.069 + 0.017𝑅𝐸𝑅𝑡 − 0.976𝐺𝐷𝑃𝑡 + 2.413𝑈𝑆𝐺𝐷𝑃𝑡 + 𝜀̂𝑡ADF
-5.35*** 0.139

-1.786*

3.731***

-5.595***

***, ** và * Biểu thị mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

10


Ở một nước đang phát triển như Nigeria, khả năng xảy ra quá trình điều chỉnh bất đối
xứng là rất cao. Do đó, các mơ hình Tự hồi quy ngưỡng (TAR) và Tự hồi quy ngưỡng
động lượng (M-TAR) được áp dụng (Engle và Granger, 1987; Enders và Siklos2001).
Phản ứng mất cân bằng đối với việc di chuyển tiêu cực hoặc tích cực ra khỏi ngưỡng
được mơ hình TAR của Engle và Granger (1987) nắm bắt như đã nêu trong phương trình
(3) và (4):
∆𝜀̂𝑡 = 𝐼𝑡𝜌1𝜀̂𝑡−1 + (1 − 𝐼𝑡)𝜌2𝜀̂𝑡−1 + υt

(3)

Trong đó 𝐼𝑡 là chỉ số Heaviside sao cho

(4)
𝜌1 được coi là tốc độ của giá trị điều chỉnh nếu độ trễ 𝜀̂𝑡−1 cao hơn giá trị cân bằng dài
hạn. Tuy nhiên, nếu độ trễ 𝜀̂𝑡−1 thấp hơn giá trị cân bằng dài hạn thì tốc độ điều chỉnh
được coi là 𝜌2.
Mơ hình M-TAR được sử dụng khi tốc độ điều chỉnh bị lệch về một hướng, đó là khi tốc
độ điều chỉnh di chuyển nhiều hơn theo một hướng so với hướng khác. Trong trường hợp
này, tốc độ điều chỉnh phụ thuộc vào việc ΔX/M𝜀̂𝑡−1 đang giảm hay tăng. Mơ hình M TAR
do Enders và Siklos thiết kế (2001) được trình bày trong phương trình (5) và (6):

(5)
Trong đó 𝑀𝑡 là chỉ số Heaviside sao cho:

(6)
Trong đó τ là giá trị được xác định nội sinh của ngưỡng được tính bằng kỹ thuật (Chan
1993). Các giá trị (𝜀̂𝑡) và (ΔX/M𝜀̂𝑡) cho các mơ hình TAR và M-TAR tương ứng được sắp xếp
11


theo thứ tự tăng dần không bao gồm cả 15% lớn nhất và 15% nhỏ nhất. Giá trị τ mang lại
tổng bình phương cịn lại nhỏ nhất trên số dư 70% được chọn làm ước tính nhất quán.
Điều kiện tĩnh cần thiết cho 𝜀̂𝑡are theo Petrucelli và Woolford (1984) là 𝜌1 < 0, 𝜌2 < 0 và
(1 + 𝜌1)(1 + 𝜌2) < 1.
Thật vậy, tác động của các phương sai của tích cực so với các giai đoạn thay đổi tiêu
cực mất cân bằng về hành vi của các biến (thu nhập trong nước và nước ngoài, thực tỷ giá
hối đoái và cán cân thương mại) phù hợp với việc sử dụng mơ hình MTAR. Nếu |𝜌1|>|𝜌2|
thì việc giảm ΔX/M𝜀̂𝑡−1 có xu hướng kéo dài và nhanh chóng quay trở lại ngưỡng. Mặt khác,
việc tăng trong ΔX/M𝜀̂𝑡−1 biểu hiện ở |𝜌1|<|𝜌2| và di chuyển ra khỏi ngưỡng.
Trong trường hợp các thuật ngữ lỗi trong TAR (phương trình (3) và M-TAR
(phương trình 5) có mối tương quan huyết thanh, Enders và Siklos (2001) đã đề xuất
rằng, chúng được thay thế bằng phương trình (7) cho TAR và phương trình (8) cho MTAR:

Giả thuyết vơ hiệu cho cả hai mơ hình là𝐻0: 𝜌1 = 𝜌2 = 0. Thống kê F trong trường
hợp này có thể khơng nhất qn với phân phối chuẩn. Trong trường hợp đó, các bảng mơ
hình TAR (𝜙𝑢∗) và bảng mơ hình M-TAR ( 𝜙𝑢) cung cấp cơ sở để so sánh với các giá trị
tính tốn mơ phỏng Monte Carlo (Enders và Siklos 2001).
Có thể thử nghiệm điều chỉnh bất đối xứng nếu nghiên cứu bác bỏ giá trị không giả
thuyết. Để điều chỉnh đối xứng, thống kê F cho giả thuyết không là 𝐻0: 𝜌1 = 𝜌2 được so
sánh với phân phối F tiêu chuẩn. Việc sử dụng mơ hình TAR hoặc M-TAR là cần thiết

trong trường hợp này, vì cả hai thử nghiệm đều cho thấy bằng chứng về sự bất đối xứng,
do đó, AIC có giá trị thấp nhất đã được sử dụng và AIC hỗ trợ cho mơ hình TAR.
12


Kết quả của các kiểm định đồng liên kết bất đối xứng được thực hiện trên ước lượng
của phương trình (3) và (5) được báo cáo trong Bảng 3.
BẢNG 3: ƯỚC TÍNH CHO SỰ TÍCH HỢP KHƠNG ĐỐI XỨNG
Parameters
p1
p2
Tests
H0: F(p1=p2=0)
H0: F(p1=p2)
Threshout τ
AIC
Ho: noserialcorrelationQLP(4)

TAR
Consistent (øu)
-0.867(4.50***)
-0.429(1.83*)

MTAR
Consistent (øu*)
-0.926(4.21***)
-0.518(2.53**)

10.482*
2.684**

0.379
122.326
6.238(0.18)

10.258*
2.348*
0.199
122.666
6.489(0.17)

Lưu ý: Các giá trị tới hạn được lấy từ (Wane et al.2004). ***, ** và * tương ứng có ý
nghĩa thống kê ở các mức 1, 5 và 10%.
Giả thuyết khơng về việc khơng có sự đồng liên kết cho cả mơ hình TAR và MTAR bị
bác bỏ do ở mức ý nghĩa thống kê 10%, thống kê F được tính tốn (10,482) lớn hơn giá
trị tới hạn (8,98) cho TAR và (10,258) ) lớn hơn giá trị tới hạn của (9,85) đối với MTAR.
Tuy nhiên, sử dụng AIC để xác định cơ chế điều chỉnh tốt nhất, thử nghiệm nghiêng về
TAR vì nó có giá trị thấp nhất. Giả thuyết vô hiệu về sự liên kết đối xứng trong mơ hình
TAR cũng bị bác bỏ ở mức ý nghĩa thống kê 5% (xem cột 2). Điều này có nghĩa là mơ
hình TAR được chấp nhận do có bằng chứng về sự đồng liên kết đối xứng và bất đối
xứng.
Phù hợp với kỳ vọng tiên nghiệm đối với tính ổn định của sai số và 2có giá trị tốc độ âm.
Ngồi ra, | 1|>| 2| trong mơ hình TAR, điều này cho thấy tốc độ điều chỉnh mất cân bằng
nhanh hơn khi cán cân thương mại, tỷ giá hối đoái, thu nhập trong nước và thu nhập nước
ngoài tăng lên, so với khi tỷ lệ này giảm xuống.

13


Phiên bản bất đối xứng của mơ hình sửa lỗi (ECM) được xây dựng như phương trình (9)
vì đồng liên kết giữa các biến đã được thiết lập, bên cạnh bằng chứng rõ ràng về sự điều

chỉnh bất đối xứng trong mơ hình TAR:
p

∆

p

p

X
=ρ11 It ε^ t−1+ ρ 12 ( 1−It ) ε^ t−1+ ∑ δkk ∆ RERt−i+ ∑ δkηkk ∆ GDPt−i+ ∑ ∝ k ∆ USGDPt−i(9)
Mt
i=1
i=1
i=1

Mơ hình TAR trong phương trình (9) mơ tả mối quan hệ động giữa các biến. ECM được
biểu thị bằng các tham số pit nắm bắt tốc độ điều chỉnh trở lại trạng thái cân bằng. Tốc độ
điều chỉnh đối với bất kỳ độ lệch dương nào so với trạng thái cân bằng dài hạn (tùy thuộc
vào chỉ số thu hút) được biểu thị bằng p11. Tương tự như vậy, tốc độ điều chỉnh của bất
kỳ độ lệch âm nào được xác định bởi chỉ số thu hút, được gọi là 𝜌12.
Kết quả mô hình sửa lỗi bất đối xứng theo đặc tả TAR được trình bày trong Bảng 4.
BẢNG 4: CÁC MƠ HÌNH SỬA LỖI PHI TUYẾN TÍNH
Variables
Coefficient
t-test
C
0.631
1.345
p11

-0.387
-4.192***
p12
-0.192
-2.568***
ΔX/MX/M(-1)
0.964
1.479
ΔX/MRER(-1)
-0.576
-4.217***
ΔX/MUSGDP(-1)
0.664
3.173**
ΔX/MGDP
-0.489
-2.938**
Lưu ý: 𝜌11 𝑎𝑛𝑑 𝜌12 là số hạng sửa lỗi cho phần dư âm và dương tương ứng.*,**,*** chỉ
ý nghĩa ở mức 10%, 5% và 1%.
Với mơ hình TAR, tốc độ điều chỉnh rất cao khi tích cực. Sự điều chỉnh trở lại trạng
thái cân bằng là khoảng 38,7%. Mức điều chỉnh trở lại trạng thái cân bằng chỉ là 19,2%
khi ở mức âm. Hệ số của tỷ giá hối đối thực là âm và có ý nghĩa, điều này phù hợp với
lý thuyết, bởi vì trong ngắn hạn tỷ giá hối đoái giảm làm xấu đi cán cân thương mại và
trong dài hạn, cán cân thương mại được cải thiện. Tuy nhiên, thu nhập trong nước có ý
nghĩa thống kê, nhưng xấu đi trong ngắn hạn; điều này ngụ ý rằng sự gia tăng thu nhập
thực tế của Nigeria làm tăng mức nhập khẩu.
14


Vì vậy, để đạt được tăng trưởng ở Nigeria, cần phải tăng cường sản xuất hàng hóa

thay thế nhập khẩu. Hệ số thu nhập nước ngồi là dương và có ý nghĩa. Điều này ngụ ý
rằng tăng thu nhập thực tế có thể được coi là tăng mức nhập khẩu ở Nigeria.
4.3. Phân tích độ nhạy
Phân tích độ nhạy là một phương pháp kiểm tra các giá trị khác nhau của các biến
giải thích ảnh hưởng như thế nào đến biến phụ thuộc dưới các tập hợp giả định khác
nhau. Trong phần này, nghiên cứu tiến hành phân tích độ nhạy để kiểm chứng kết quả
của các kiểm định hồi quy dài hạn và kiểm định đồng liên kết bất đối xứng đã trình bày
trước đó.
Việc sử dụng dữ liệu hàng năm có nhiều vấn đề về xu hướng, đặc biệt là tự động
tương quan giữa các biến. Đối với nghiên cứu này, để tính đến hành vi của chu kỳ kinh
doanh, chênh lệch sản lượng được sử dụng để thay thế cho Tổng sản phẩm quốc nội
(GDP). Do đó, phương trình (1) được sửa đổi và trình bày dưới dạng phương trình (10):
X
= 𝛼0 + 𝛼1𝑅𝐸𝑅𝑡 + 𝛼2𝐺𝐷𝑃𝐺𝐴𝑃𝑡 + 𝛼3𝑈𝑆𝐺𝐷𝑃𝐺𝐴𝑃𝑡 + 𝜀𝑡
Mt

(10)

Trường hợp giữ nguyên tỷ lệ xuất khẩu so với nhập khẩu. RER đại diện cho tỷ giá hối
đoái thực, GDPGAP là chênh lệch đầu ra của thu nhập thực trong nước và USGDP là
chênh lệch đầu ra của thu nhập thực trên thế giới. Các tham số được mô tả bằng từ α ₀ đến
α3. Sự mất cân bằng giữa các biến (thương mại và tỷ giá hối đoái thực, chênh lệch đầu ra
của thu nhập trong nước và chênh lệch đầu ra của thu nhập thế giới được biểu thị bằng
phần dư -𝜀𝑡. Các kết quả được trình bày trong Bảng 5.
BẢNG 5: ƯỚC LƯỢNG CÁC THƠNG SỐ CỦA PHƯƠNG TRÌNH DÀI HẠN CHO
MƠ HÌNH 10
𝑋⁄𝑀𝑡 = 0.05 + 0.26𝑅𝐸𝑅𝑡 + 0.01𝐺𝐷𝑃𝐺𝐴𝑃𝑡 + 0.06𝑈𝑆𝐺𝐷𝑃𝑡 + 𝜀̂𝑡ADF
0.07 1.82*

0.96

1.50-4.286***
15


***, ** và * Có ý nghĩa thống kê ở các mức 1%, 5% và 10%.
Giả định cơ bản trong việc đánh giá phương trình (10) là một quá trình điều chỉnh
đối xứng xung quanh sự mất cân bằng. Tuy nhiên, một sự điều chỉnh bất đối xứng để đáp
ứng với sự mất cân bằng giữa các biến sẽ khiến mơ hình bị chỉ định sai. Với mức cao khả
năng của một quá trình điều chỉnh bất đối xứng ở nước đang phát triển như Nigeria, các
kỹ thuật TAR và M-TAR được triển khai (Enders & Siklos, 2001) sẽ được kiểm tra.
Phương trình (3) và (5) cũng được sử dụng trong khía cạnh này. Kết quả kiểm tra từ
ước lượng phương trình (3) và (5) cho cán cân thương mại, tỷ giá hối đoái thực, chênh
lệch sản lượng trong nước và thế giới, sử dụng quy trình điều chỉnh đồng liên kết bất đối
xứng được trình bày trong Bảng 6.
BẢNG 6: ƯỚC TÍNH CHO VIỆC SỬ DỤNG TÍCH HỢP KHƠNG ĐỐI XỬ KHOẢNG
CÁCH ĐẦU RA
Parameters

TAR
Consistent (øu)
-0.619(3.68***)
-0.148(0.96)

p1
p2
Tests
H0: F(p1=p2=0)
10.56*
H0: F(p1=p2)

4.65***
Threshout τ
0.44
AIC
117.12
Ho: noserialcorrelationQLP(4) 6.72(0.15)
Lưu ý: Các giá trị tới hạn được lấy từ (Wane et al. 2004).

MTAR
Consistent (øu*)
-0.271(2.09*)
-0.844(3.04**)
6.42
3.72**
-0.09
118.04
2.67(0.61)

***, ** và * tương ứng có ý nghĩa thống kê ở các mức 1, 5 và 10%.
Giả thuyết khống về việc khơng có đồng liên kết cho chế độ TAR bị bác bỏ do ở mức
ý nghĩa thống kê 10 phần trăm, thống kê F được tính tốn (10,56) lớn hơn giá trị tới hạn
(8,98). Giả thuyết vô hiệu về sự liên kết đối xứng trong mơ hình TAR cũng bị bác bỏ ở
mức ý nghĩa thống kê 1 phần trăm (xem cột 2).

16


Nghiên cứu không bác bỏ giả thuyết khống của mô hình MTAR vì ở mức ý nghĩa
thống kê 10%, giá trị tới hạn (9,85) lớn hơn thống kê F tính toán được (6,42). Trong thực
tế, đồng liên kết tồn tại giữa các biến. Ngoài ra, ở mức ý nghĩa thống kê 10%, giả thuyết

vô hiệu về đồng liên kết đối xứng khơng bị bác bỏ. Điều này có nghĩa là mơ hình TAR
được chấp nhận do có bằng chứng về sự đồng liên kết đối xứng và bất đối xứng.
Phù hợp với kỳ vọng tiên nghiệm đối với tính ổn định của sai số và có giá trị âm.
Ngồi ra, |𝜌1|>|𝜌2| trong mơ hình TAR, điều này cho thấy rằng tốc độ điều chỉnh mất cân
bằng càng nhanh khi cán cân thương mại, tỷ giá hối đoái đầu ra khoảng cách đối với kinh
tế trong và ngoài nước ngày càng lớn. Tốc độ chậm hơn khi tốc độ họ đang suy giảm.
Vì, đồng liên kết được thiết lập giữa các biến (cán cân thương mại, tỷ lệ tỷ giá hối
đoái, khoảng cách đầu ra của thu nhập trong nước và thu nhập nước ngoài) bên cạnh bằng
chứng rõ ràng của sự điều chỉnh không đối xứng được cung cấp theo mơ hình TAR, do
đó, nghiên cứu gợi ý rằng các kết quả phù hợp với kết quả trước đó được trình bày khi
thu nhập trong và nước ngồi đã được sử dụng thay cho khoảng cách đầu ra của chúng.
V. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
Nghiên cứu này điều tra mối quan hệ cán cân thương mại, tỷ giá hối đoái, chênh lệch
đầu ra của thu nhập trong nước và thu nhập nước ngồi. Nó đã xem xét giả định nền tảng
của quá trình điều chỉnh đối xứng trong trường hợp mất cân bằng, đặc biệt là dựa trên
mối quan hệ dài hạn. Cho rằng khả năng xảy ra quá trình điều chỉnh bất đối xứng là cao ở
một quốc gia đang phát triển như Nigeria, nghiên cứu đã triển khai kỹ thuật đồng liên kết
Tự hồi quy ngưỡng (TAR) và Tự hồi quy ngưỡng động lượng (M-TAR) theo khuyến
nghị của Engle và Granger (1987) và Enders và Siklos (2001).
Nghiên cứu xem xét các biến thiên bất đối xứng trong q trình điều chỉnh tỷ giá hối
đối thực, cán cân thương mại và tăng trưởng kinh tế từ trạng thái cân bằng. Sử dụng các
kỹ thuật TAR và M-TAR, nghiên cứu báo cáo rằng tỷ giá hối đoái thực, cán cân thương
mại và tăng trưởng được đồng liên kết. Q trình điều chỉnh cũng được cho là khơng đối
17


xứng. Thật vậy, tốc độ điều chỉnh sự mất cân bằng nhanh hơn khi cán cân thương mại, tỷ
giá hối đối, thu nhập trong nước và thu nhập nước ngồi tăng lên so với khi chúng giảm
đi. Để kiểm chứng kết quả, nghiên cứu đã thực hiện phân tích độ nhạy của chênh lệch sản
lượng so với Tổng sản phẩm quốc nội (GDP). Kết quả thu được xác nhận bản chất bất đối

xứng của việc điều chỉnh xử lý kết quả sớm hơn báo cáo trước đó. Các ước tính điểm thu
được cũng khẳng định rằng khi cán cân thương mại được cải thiện thì tốc độ điều chỉnh
sẽ cao hơn so với khi cán cân thương mại xấu đi. Tuy nhiên, về lâu dài, ECM bất đối
xứng cho thấy rằng cán cân thương mại, tỷ giá hối đoái thực và tăng trưởng phản ứng với
sự mất cân bằng.
Ngoài ra, chúng tôi thấy rằng hệ số của thu nhập trong nước là âm và của thu nhập
nước ngoài là dương và có ý nghĩa thống kê và tỷ giá hối đối thực là âm và có ý nghĩa
thống kê.
Hàm ý của kết quả này đối với việc xây dựng chính sách là chính phủ nên tập trung các
nỗ lực chính sách của mình vào chiến lược thay thế nhập khẩu sao cho hàng hóa có thể
sản xuất được trong nước sẽ không được nhập khẩu. Chiến lược thay thế nhập khẩu này
có thể giúp tạo việc làm bền vững và phát triển lĩnh vực sản xuất công nghiệp ở Nigeria,
lĩnh vực thường đóng vai trị là động lực tăng trưởng và phát triển. Điều này có thể tạo
thuận lợi cho q trình tăng trưởng tồn diện ở Nigeria. Tuy nhiên, chính phủ có thể cung
cấp ngoại hối đặc biệt cho hàng hóa và dịch vụ khơng thể sản xuất trong nước trong thời
gian ngắn và trung hạn. Đồng quan điểm, chính sách tỷ giá hối đối thắt chặt hiện tại của
chính phủ thơng qua Ngân hàng Trung ương Nigeria nên được duy trì. Tuy nhiên, nó có
thể nới lỏng trong dài hạn khi các thể chế cần thiết và hiệu quả có thể đảm bảo phân bổ
ngoại hối hiệu quả và tối ưu cho khu vực tư nhân được hình thành.

18