Hiệu ứng đường cong J và cán cân thương mại song phương của Việt Nam với năm đối tác lớn

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
TỪ CAO ÁNH
HIỆU ỨNG ĐƯỜNG CONG J VÀ
CÁN CÂN THƯƠNG MẠI SONG
PHƯƠNG CỦA VIỆT NAM VỚI
NĂM ĐỐI TÁC LỚN

CHUYÊN NGÀNH: KINH TẾ TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG
MÃ SỐ

: 60.31.12
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC
GS. TS. TRẦN NGỌC THƠ
TP. Hồ Chí Minh, 2010

LI CM ƠN
Tôi xin trân trng cm ơn GS. TS. Trn Ngc Thơ, thy ã hưng dn rt tn tình,
óng góp nhiu ý kin quý báu cũng như ng viên giúp tôi hoàn thành lun văn
này.
Tôi xin trân trng cm ơn n tt c các thy cô vì nhng kin thc cũng như kinh
nghim t nhng bài ging mà các thy cô ã truyn t trong quá trình hc tp ti
trưng i hc Kinh t TPHCM.
Tác gi
T Cao Ánh
LI CAM OAN
Tôi xin cam oan ây là công trình nghiên cu ca bn thân dưi s hưng dn ca
GS. TS. Trn Ngc Thơ. Ngun s liu và kt qu thc nghim ưc thc hin
trung thc, chính xác.

Tác gi
T Cao Ánh

MC LC
Trang phụ bìa
Lời cảm ơn
Lời cam đoan
Mục lục
Danh mục các từ viết tắt
Danh mục các bảng
Danh mục các đồ thị
Tóm lược 1
Dẫn nhập 2
Chương 1: Tổng quan lý thuyết 4
1.1 Tỷ giá hối đoái 4
1.2 Điều kiện Marshall-Lerner 4
1.3 Hiệu ứng đường cong J 5
1.4 Những bằng chứng thực nghiệm về hiệu ứng đường cong J 7
1.4.1 Cán cân thương mại Thái Lan, Malaysia và Indonesia với Mỹ và Nhật 7
1.4.2 Thụy Điển và các đối tác thương mại 8
1.4.3 Malaysia và 14 đối tác thương mại chính 11
Kết luận chương 1 13
Chương 2: Mô hình nghiên cứu 14
2.1 Chuỗi dữ liệu dừng – Stationary 14
2.1.1 Khái niệm 14
2.1.2 Chuỗi dừng sai phân 15
2.1.3 Phương pháp kiểm định chuỗi dừng 15
2.1.3.1 Giản đồ tự tương quan 15
2.1.3.2 Kiểm định nghiệm đơn vị 17
2.2 Vector tự hồi quy - Vector Autoregressions (VARs) 19

2.2.1 Khái niệm 19
2.2.2 Vector hiệu chỉnh sai số - Vector Error Correction (VEC) 20
2.3 Đồng liên kết – Cointegration 20
2.3.1 Khái niệm 20
2.3.2 Những phương pháp kiểm định đồng liên kết 21
2.3.2.1 Phương pháp Engle-Granger 21
2.3.2.2 Phương pháp Johansen 22
2.3.2.3 Phương pháp kiểm định biên ARDL của Pesaran, Shin, Smith 22
2.4 Mô hình nghiên cứu 24
2.4.1 Ý nghĩa các biến trong mô hình 24
2.4.2 Các bước thực hiện mô phỏng 27
Kết luận chương 2 30
Chương 3: Kết quả phân tích thực nghiệm 31
3.1 Cán cân thương mại Việt Nam 1992-2009 31
3.1.1 Tổng quát về cán cân thương mại Việt Nam 1992-2009 31
3.1.2 Cơ cấu cán cân thương mại Việt Nam 33
3.1.2.1 Theo khu vực kinh tế 33
3.1.2.2 Theo cơ cấu sản phẩm 34
3.1.2.3 Theo đối tác thương mại 35
3.2 Tỷ giá Việt Nam giai đoạn 1992-2009 36
3.2.1 Diễn biến tỷ giá thực song phương của Việt Nam với các đối tác 36
3.2.2 Một số đặc trưng cơ bản chính sách điều hành tỷ giá 1992-2009 37
3.2.2.1 Giai đoạn 1992-1999 37
3.2.2.2 Giai đoạn 1999-2009 38
3.3 Kết quả thực nghiệm 39
3.4 Đánh giá kết quả 45
3.4.1 Phân tích cân bằng dài hạn 45
3.4.1.1 Biến tỷ giá song phương 45
3.4.1.2 Biến chỉ số tốc độ tăng trưởng GDP 49
3.4.1.3 Biến giả D1998, D2009 50

3.4.2 Phân tích trng thái ngắn hạn 51
Kết luận chương 3 52
Chương 4: Một số gợi ý chính sách tỷ giá hướng đến mục tiêu cân bằng cán
cân thương mại 53
4.1 Xác lập tỷ giá dựa trên rổ tiền tệ 53
4.2 Xem xét tương quan tỷ giá thực đa phương với các đối thủ cạnh tranh 55
4.3 Đánh giá tác động của việc giảm giá VND 57
4.4 Điều hành chính sách tỷ giá linh hoạt và ổn định 58
4.5 Nâng cao năng lực cạnh tranh của hàng hóa xuất khẩu 59
4.6 Phát triển các ngành công nghiệp phụ trợ 59
4.7 Giải pháp về cơ cấu thị trường để tránh những cú sốc từ bên ngoài 60
Kết luận chương 4 62
Kết luận 63
Tài liệu tham khảo 64
Phụ lục 68




DANH MC CÁC T VIT TT
T vit
tt
Ting Anh Ting Vit
ADF

Augmented Dickey Fuller test

Ki
ểm định Dickey
–

Fuller m
ở rộng

ARDL Vector Autoregressive Distributed Lag Mô hình vector tự hồi quy với độ trễ khác
nhau

CNY China Yuan Đồng nhân dân tệ Trung Quốc
CUSUM Cumulative sum Kiểm định cumulative sum
CUSUMQ Cumulative sum of squares Kiểm định cumulative sum of squares
DF Dickey – Fuller test Kiểm định Dickey – Fuller
DOT Direct Trade of Statistic Nguồn dữ liệu thương mại của IMF
EUR EURO Đồng tiền chung Châu Âu
IFS International Financial Statistic Nguồn dữ liệu tài chính quốc tế của IMF
JPY Japan Yen Đồng Yen Nhật
KRW Korean Won Đồng Won Hàn Quốc
REER Real Effective Exchange Rate Tỷ giá thực đa phương
SGD Singapore Dollar Đôla Singapore
USD

United State Dollar

Đ
ồng Dollar Mỹ

VAR Vector Autoregressions Vector tự hồi quy
VEC Vector Error Correction Models Vector hiệu chỉnh sai số
VECM Vector Error Correction Models Mô hình vector hiệu chỉnh sai số
VND Vietnam Dong Đồng Việt Nam
IPS Kiểm định Im, Pesaran, and Shin

DTNN Đầu tư nước ngoài
NHNN Ngân hàng Nhà nước
NHTM Ngân hàng thương mại
Aggregate bias Hiện tượng sai lệch dựa trên dữ liệu tổng
An unrestricted conditional ECM Mô hình hiệu chỉnh sai số điều kiện không
giới hạn
Cointegration Đồng liên kết
Constant and trend Hằng số và độ dốc


Deterministic variables

Bi
ến định tr
ư
ớc

Endogenous variables Biến nội sinh
Error correction mechanism Cơ chế hiệu chỉnh sai số
Exogenous variables Biến ngoại sinh
p-value Giá trị p
Restricted vector autoregression Mô hình vector tự hồi quy có điều kiện
Stationary Chuỗi dữ liệu dừng
Test with Common Unit Root Process Kiểm định nghiệm đơn vị chung
Test with individual Unit Root Process Kiểm định nghiệm đơn vị riêng
The price effect Hiệu ứng giá
The volume effect Hiệu ứng khối lượng

DANH MC CÁC BNG
STT

N
ội dung

Trang

1 Bảng 1.1: Hệ số mô phỏng ngắn hạn cán cân thương mại Thụy Điển và đối
tác.

10

2 Bảng 1.2: Hệ số mô phỏng dài hạ n cán cân thương mại Thụy Điển và đ ố i
tác

11

3 Bảng 1.3: Hệ số mô phỏng ngắn hạn cán cân thương mại Malaysia và đối
tác

12

4 Bảng 1.4: Hệ số mô phỏng dài hạ n cán cân thương mại Malaysia và đối tác

13

5

B
ảng 2.1: Bảng tính toán chỉ số GDP của Việt Nam

2
5

6

B
ảng 2.2: Bảng tính toán chỉ số tỷ giá thực song ph
ương Vi
ệt Nam
-
Nh
ật

2
6

7

B
ảng 2.2: Bảng tính

toán ch
ỉ số tỷ giá thực song ph
ương Vi
ệt Nam
-
Nh
ật
(tt)
2

7

8 Bảng 3.1: Kết quả phân tích cán cân thương mại Việt Nam – Mỹ 1992-
2009

39

9 Bảng 3.2: Kết quả phân tích cán cân thương mại Việt Nam – Mỹ 1994-
2009

40

10 Bảng 3.3: Kết quả phân tích cán cân thương mại Việt Nam – Trung Quốc
1992-2009

40

11

B
ảng 3.4: Kết quả phân tích cán cân th
ương m
ại Việt Nam
–

Trung Qu
ốc
1995-2009

41

12

B
ảng 3.5: Kết quả
mô ph
ỏng cân bằng d
ài h
ạn cán cân th
ương m
ại Việt
Nam với các đối tác.

41

13 Bảng 3.6: Kết quả kiể m định giả thuyết Null 42

14 Bảng 3.7: Mô phỏng trạng thái ngắ n hạn 43

15 Bảng 3.8: Tỷ trọng xuất khẩu của các đối tác 2008-2009 47

16 Bảng 3.9: Tỷ trọng nhập khẩu của các đối tác 2008-2009 47

17 Bảng 4.1: Tỷ giá thực đa phương giai đoạn 1999-2009 49

18 Bảng 4.2: Hệ số tương quan VND với các đồng tiền giai đoạn 1999-2009 53


DANH MC CÁC  TH
STT

N
ội dung

Trang

1  th 3.1: Cán cân thương mi ca Vit Nam giai o n 1992-2009 31

2  th 3.2: Tc  tăng trưng xut khu và nhp khu 1992-2009 32

3  th 3.3: Giá tr xut nhp khu theo khu vc kinh t 2004-2009 33

4  th 3.4: T trng xut khu theo cơ cu sn phm 2008-2009 34

5  th 3.5: T trng nhp kh u theo cơ cu sn phm 2008-2009 35

6  th 3.6: T trng xut khu và nhp khu ca Vit Nam vi các i tác
thương mi 2008-2009
35

7


 th 3.7: Ch s t giá thc song ph
ương (theo logarith) c
a Vit Nam v
à
các i tác 1992-2009
36

8


 th 3.8: Kim nh tính n nh ca các h s mô phng

44

9  th 3.9: Cán cân thương mi và t giá gia Vit Nam – Hàn Quc và
Vit Nam –Singapore 1992-2009
48

10  th 4.1: T giá thc giai on 1999-2009 54



-1-
TÓM LƯC
Lun văn nghiên cu hiu ng ưng cong J i vi cán cân thương mi song
phương ca Vit Nam và năm i tác ln là Trung Quc, Nht, M, Hàn Quc,
Singapore. Năm i tác này có t trng thương mi chim trên 50% tng giá tr
thương mi Vit Nam vi th gii. Và  ánh giá tác ng ngn hn và dài hn ca
vic gim giá ng ni t lên các cán cân thương mi song phương, tác gi s dng
mô hình kim nh biên ARDL. Qua phân tích thc nghim, tác gi tìm thy hiu
ng ưng cong J ưc xác nhn trong trưng hp cán cân thương mi song
phương gia Vit Nam và M.
T khóa: ưng cong J, t giá, cán cân thương mi song phương, mô hình kim
nh biên ARDL, iu kin Marshall-Lerner.
-2-
DN NHẬP
Việc nghiên cứu về tỷ giá và cán cân thương mại đã là đề tài được rất nhiều học giả

nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu về độ co giãn truyền thống đạt được lần đầu bởi
Bickerdike-Robinson-Metzler (BRM, 1920; 1947; 1948) và sau đó là điều kiện nổi
tiếng mang tên Marshall-Lerner do tên hai nhà kinh tế là Alfred Marshall và Abba
Lerner (1923; 1944) tìm ra. Hai tác giả này cho rằng giảm giá đồng nội tệ sẽ có tác
động dương đối với cán cân thương mại khi tổng hệ số co giãn giá của xuất khẩu và
nhập khẩu lớn hơn 1.
Tuy nhiên, việc giảm giá đồng nội tệ không có hiệu ứng tức thời lên cán cân thương
mại. Theo hiệu ứng đường cong J, cán cân thương mại sẽ bị thâm hụt trong ngắn
hạn trước khi giá trị này được cải thiện trong dài hạn.
Krugman cho rằng việc giảm giá đồng nội tệ sẽ có hai hiệu ứng tác động lên cán
cân thương mại. Đó là hiệu ứng giá (the price effect) và hiệu ứng khối lượng (the
volume effect). Hiệu ứng giá cho rằng việc giảm giá đồng nội tệ sẽ làm cho hàng
xuất khẩu trở nên rẻ hơn và giá hàng nhập khẩu sẽ trở nên đắt đỏ hơn. Và khi giá
hàng xuất khẩu trở nên rẻ hơn thì khối lượng xuất khẩu sẽ tăng lên trong tương lai
và khối lượng hàng nhập khẩu sẽ giảm đi khi giá hàng nhập khẩu trở nên đắt đỏ
hơn. Trong ngắn hạn, hiệu ứng giá chiếm ưu thế so vói hiệu ứng khối lượng trong
ngắn hạn và cán cân thương mại sẽ bị thâm hụt. Và trong dài hạn, hiệu ứng khối
lượng chiếm ưu thế so với hiệu ứng giá và cán cân thương mại được cải thiện.
Trong quá trình phát triển theo thời gian, đã có rất nhiều những tiến bộ trong nghiên
cứu kinh tế học định lượng. Trước đó, để thực hiện kiểm định đồng liên kết giữa các
biến được dựa vào kỹ thuật của Johansen (1988) và kiểm định nhân quả của Engle
và Granger (1987). Và sau này là mô hình kiểm định biên do Pasaran, Shin và
Smith (2001) thiết kế. Các biến trong mô hình gồm cán cân thương mại song
phương, tỷ giá thực song phương, tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam, tốc độ
-3-
tăng trưởng GDP của các đối tác, hai biến giả nhằm đánh giá tác động của khủng
hoáng 1997 và 2008. Dữ liệu sử dụng trong luận văn được thu thập từ nguồn dữ liệu
hàng năm của Tổng cục thống kê; International financial statistics và Direction of
trade statistics của IMF từ năm 1992-2009.
Qua phân tích thực nghiệm, tác giả tìm thấy việc giảm giá thực VND thỏa mãn điều

kiện Marshall-Lerner trong trường hợp cán cân thương mại song phương của Việt
Nam với Trung Quốc, Nhật và Mỹ. Ngoài ra, tác giả tìm thấy hiệu ứng đường cong
J được xác nhận trong trường hợp cán cân thương mại song phương giữa Việt Nam
và Mỹ theo định nghĩa mở rộng của Rose và Yellen.
-4-
CHƯƠNG 1
TNG QUAN LÝ THUYT
1.1 T giá hi oái
Tỷ giá hối đoái là sự tương quan giá trị của hai đồng tiền với nhau hay có thể hiểu
đó chính là giá cả của một đồng tiền được biểu thị qua đồng tiền còn lại. Theo đó,
có một đồng tiền sẽ đóng vai trò đồng tiền yết giá và đồng tiền còn lại đóng vai trò
đồng tiền định giá, trong đó đồng tiền yết giá có giá trị 1 đơn vị. Do vậy, có hai
phương pháp yết giá mà đồng tiền yết giá là đồng ngoại tệ hay đồng nội tệ. Nếu
đồng ngoại tệ đóng vai trò là đồng tiền yết giá thì đó là phương pháp yết giá trực
tiếp. Trong các giao dịch với các tổ chức phi ngân hàng, ngân hàng ở hầu hết các
quốc gia đều sử dụng phương pháp yết giá trực tiếp này. Ngân hàng thực hiện niêm
yết giá mua vào và bán ra được gọi là ngân hàng yết giá.
1.2 iu kin Marshall-Lerner
Kết quả nghiên cứu về độ co giãn truyền thống đạt được lần đầu bởi Bickerdike-
Robinson-Metzler (BRM, 1920; 1947; 1948) và sau đó là điều kiện nổi tiếng mang
tên Marshall-Lerner do tên hai nhà kinh tế là Alfred Marshall và Abba Lerner
(1923; 1944) tìm ra.
Điều kiện Marshall-Lerner cho rằng việc giảm giá đồng nội tệ không phải lúc nào
cũng cải thiện tức thời cán cân thương mại. Điều kiện này chỉ ra rằng việc giảm giá
đồng nội tệ có tác động dương đối với cán cân thương mại khi tổng hệ số co giãn
giá của xuất khẩu và nhập khẩu lớn hơn 1.
Khi chúng ta định giá thấp đồng nội tệ nghĩa là giá hàng xuất khẩu tính theo ngoại
tệ giảm và số lượng cầu xuất khẩu sẽ tăng lên. Đồng thời, giá hàng nhập khẩu tính
theo nội tệ sẽ tăng lên và cầu nhập khẩu sẽ giảm.
-5-

Tuy nhiên, tác động ròng đối với cán cân thương mại sẽ phụ thuộc vào hệ số co giãn
giá. Nếu hàng xuất khẩu là co giãn đối với giá thì lượng cầu xuất khẩu sẽ tăng nhiều
hơn so với việc giảm giá, và do vậy tổng giá trị xuất khẩu sẽ tăng. Tương tự, nếu
hàng nhập khẩu là co giãn thì cầu nhập khẩu giảm nhiều hơn so với việc giảm giá.
Kết hợp cả hai điều này sẽ làm cải thiện cán cân thương mại.
Cán cân thương mại được biểu thị như sau: TB = X-M=X-Qe (1.1)
Với X là xuất khẩu, Q là sản lượng nhập khẩu, e là tỷ giá. Thực hiện lấy đạo hàm
theo e, ta có:
X
Q
Xe
Q
e
Xe
X
Xe
TB
Q
e
Q
e
e
X
e
TB
1111
−
∂
∂
−

∂
∂
=
∂
∂
−
∂
∂
−
∂
∂
=
∂
∂
(1.2)
Tại trạng thái cân bằng thì X = eQ. Do đó:
1
1
1111
−−=
∂
∂
−
∂
∂
−
∂
∂
=
∂

∂
−
∂
∂
−
∂
∂
=
∂
∂
MX
X
e
e
TB
Q
e
e
Q
X
e
e
X
X
e
e
TB
eQe
Q
Xe

X
Xe
TB
ηη
(1.3)
Với η
X
và η
M
là hệ số co giãn xuất khẩu và nhập khẩu. Như vậy, để việc giảm giá
đồng nội tệ tác động dương đối với cán cân thương mại thì:
01
>
−
−
MX
η
η
hay
1>+
MX
ηη
(1.4)
1.3 Hiu ng ưng cong J
Krugman cho rằng việc giảm giá đồng nội tệ sẽ có hai hiệu ứng tác động lên cán
cân thương mại. Đó là hiệu ứng giá (the price effect) và hiệu ứng khối lượng (the
volume effect). Hiệu ứng giá cho rằng việc giảm giá đồng nội tệ sẽ làm cho hàng
-6-
xut khu tr nên r hơn và giá hàng nhp khu sẽ trở nên đắt đỏ hơn. Và khi giá
hàng xuất khẩu trở nên rẻ hơn thì khối lượng xuất khẩu sẽ tăng lên trong tương lai

và khối lượng hàng nhập khẩu sẽ giảm đi khi giá hàng nhập khẩu trở nên đắt đỏ
hơn.
Khối lượng nhập khẩu và xuất khẩu sẽ vẫn chưa thay đổi tức thời trong ngắn hạn vì
bởi lẽ các hợp đồng xuất khẩu và nhập khẩu đã được ký trước đó. Hơn nữa, các nhà
xuất khẩu cũng chưa huy động đủ nguồn lực để đáp ứng được nhu cầu xuất khẩu
tăng lên cũng như những cư dân trong nước chưa sẵn sàng dùng hàng thay thế với
giá rẻ hơn. Vì vậy trong ngắn hạn, hiệu ứng giá chiếm ưu thế so vói hiệu ứng khối
lượng trong ngắn hạn và cán cân thương mại sẽ bị thâm hụt.
Trong dài hạn, những hợp đồng xuất khẩu mới được ký kết do giả cả của hàng hóa
trong nước tính theo ngoại tệ có tính cạnh tranh hơn so với những hàng hóa khác và
doanh nghiệp huy động đủ nguồn lực để phục vụ cho sản xuất. Và cư dân trong
nước đã bắt đầu thích nghi với hàng thay thế hàng nhập khẩu và không chấp nhận
hàng nhập khẩu với giá cao hơn. Do vậy, khối lượng xuất khẩu sẽ tăng lên và lượng
nhập khẩu sẽ giảm xuống . Như vậy, trong dài hạn, hiệu ứng khối lượng chiếm ưu
thế so với hiệu ứng giá và cán cân thương mại được cải thiện.
Hiệu ứng đường cong J được quan sát dựa trên sự đảo dấu trong mô phỏng ngắn
hạn của biến tỷ giá khi biến này có giá trị âm ở các bậc độ trễ thấp và đảo dấu ở các
bậc độ trễ cao hơn trong ngắn hạn và cần quan sát thêm tác động cải thiện cán cân
thương mại có kéo dài đến hiện tại hay không qua các hệ số phân tích dài hạn có ý
nghĩa. Tuy nhiên, theo định nghĩa mở rộng về hiệu ứng đường cong J của Rose và
Yellen (1989) cho rằng là (1) có hiệu ứng đổi dấu từ âm sang dương khi phân tích
trạng thái ngắn hạn hoặc (2) có hiệu ứng dương khi phân tích dài hạn và đồng thời
hệ số mô phỏng ngắn hạn âm có ý nghĩa hay hệ số ngắn hạn không có ý nghĩa.

-7-
1.4 Nhng bng chng thc nghim v hiu ng ưng cong J
Trước khi mô hình kiểm định biên ARDL do Pasaran, Shin và Smith (2001) thực
hiện để kiểm định đồng liên kết giữa các biến thì trước đó, việc này được thực hiện
dựa vào kỹ thuật của Johansen (1988) và kiểm định nhân quả của Engle và Granger
(1987). Tác giả xin tóm lược một số nghiên cứu về mối quan hệ giữa hai biến này,

bao gồm:
-Nghiên cứu về cán cân thương mại Thái Lan, Malaysia và Indonesia với Mỹ và
Nhật dùng kỹ thuật Johansen trong mô hình hiệu chỉnh sai số VECM.
-Nghiên cứu Thụy Điển với các đối tác thương mại dùng mô hình kiểm định biên
ARDL.
-Nghiên cứu Malaysia với các đối tác thương mại dùng mô hình kiểm định biên
ARDL.
1.4.1 Cán cân thương mi Thái Lan, Malaysia và Indonesia vi M và Nht
Nghiên cứu của tác giả Olugbenga Onafowora trong bài viết “Exchange rate and
trade balance in east asia: is there a J
−curve?” năm 2003 xác định mố
i quan hệ giữa
cán cân thương mại và tỷ giá thực song phương của 3 nước Asean là Thailand,
Malaysia và Indonesia với Mỹ và Nhật. Tác giả sử dụng dữ liệu từ 1980Q1 đến
2001Q4 và mô hình được sử dụng trong nghiên cứu là mô hình vector hiệu chỉnh
sai số (VECM- vector error correction model). Tác giả xác định tính động của cán
cân thương mại bằng mô phỏng hàm đáp ứng xung được giới thiệu bởi Pesaran and
Shin (1998) để xác định hiệu ứng đường cong J.
Kiểm định đồng liên kết của Johansen (1988) được sử dụng để xác định cân bằng
dài hạn giữa cán cân thương mại song phương, tỷ giá thực song phương và thu nhập
quốc nội và thu nhập nước ngoài. Sau đó, kiểm định CUSUMQ được phát triển bởi
-8-
Brown, Durbin and Evans (1975) được thực hiện để xác nhận tính ổn định của các
hệ số.
Sử dụng mô hình vector hiệu chỉnh sai số để xử lý các biến trong mô hình, tác giả
đánh giá một cách tổng quát các hàm đáp ứng để tìm hiệu ứng của tỷ giá thực song
phương đối với tỷ lệ thương mại song phương. Trong tất cả các trường hợp thì phân
tích đồng liên kết cho thấy mối tương quan chặt trong dài hạn giữa cán cân thương
mại, tỷ giá thực, thu nhập thực quốc nội và nước ngoài. Kiểm định CUSUMSQ
khẳng định mô hình là tương đối ổn định trong giai đoạn phân tích.

Đối với thương mại song phương Indonesia và Malaysia với Mỹ và Nhật, và
Thailand với Mỹ, tác giả tìm thấy có hiệu ứng đường cong J trong ngắn hạn. Với
việc giảm giá thực, nghiên cứu cho thấy có sự sụt giảm cán cân thương mại ban đầu
kéo dài khoảng 4 quý nhưng sau đó là có sự cải thiện. Mẫu hình dáp ứng không ủng
hộ giả thuyết đường cong J truyền thống nhưng phù hợp với mẫu đường cong S
được mô tả bởi Backus et al (1994) và Marwah and Klein (1996).
Ngoài ra, kết quả phân tích đáp ứng xung cho thấy điều kiện Marshall-Lerner được
giữ trong dài hạn với mức độ khác nhau của hiệu ứng đường cong J trong ngắn hạn.
Dựa vào điều kiện Marshall-Lerner, việc tiếp tục giảm giá đồng nội tệ của các nước
Đông Nam Á với đồng USD và đồng Yen sẽ dẫn đến sự cải thiện cán cân thương
mại của các nước này với Mỹ và Nhật. Tuy nhiên, sự cải thiện này sẽ chỉ xảy ra sau
khi giảm giá thực ba hay bốn quý.
1.4.2 Thy in và các i tác thương mi
Trước đó, có hai nghiên cứu cán cân thương mại của Thụy Điển với thế giới là của
hai tác giả Bahmani-Oskooee và Niroomand (1998) và sau này là nghiên cứu của
Hatemi-J (2003). Họ đo lường tác động của tỷ giá thực đa phương đối với cán cân
thương mại của Thụy Điển và thế giới. Tác giả có trích dẫn trong nghiên cứu này
-9-
rng vic đánh giá dựa trên dữ liệu này sẽ bị hiện tượng sai lệch dựa trên dữ liệu
tổng (Aggregate bias).
Nghiên cứu trước đó của Hatemi-J và Irandoust (2005) thực hiện cho trường hợp
Thụy Điển với 6 đối tác thương mại và sử dụng dữ liệu năm giai đoạn 1960-1999.
Dựa trên hệ số co giãn thương mại song phương, hai tác giả cho rằng điều kiện
Marshall-Lerner chỉ đúng ở trường hợp Thụy Điển với Đức. Năm trường hợp còn
lại là Đan Mạch, Pháp, Na Uy, Anh và Mỹ thì việc giảm giá thực của đồng krona
Thụy Điển không tác động có ý nghĩa đối với cán cân thương mại song phương
giữa Thụy Điển với những nước này.
Nghiên cứu của Bahmani-Oskooee et al. (2005) về thương mại giữa Úc và Thụy
Điển đánh giá hiệu ứng ngắn hạn và dài hạn được thực hiện bằng việc giảm giá thực
đồng dollar Úc đối với cán cân thương mại song phương của 23 đối tác, trong đó có

Thụy Điển. Kết quả cho thấy việc giảm giá thực đồng dollar Úc so với đồng krona
Thụy Điển đã cải thiện trong ngắn hạn đối với cán cân thương mại song phương hai
nước nhưng không kéo dài ở dài hạn. Và nghiên cứu của Irandoust (2006) trong
trường hợp của Thụy Điển và 8 đối tác thương mại dựa trên dữ liệu hàng năm cho
thấy điều kiện Marshall-Lerner chỉ đúng trong trường hợp Thụy Điển và hai đối tác
là Pháp và Hà Lan.
Các tác giả gồm Mohsen Bahmani-Oskooee và Artatrana Ratha thực hiện nghiên
cứu hiệu ứng đường cong J của Thụy Điển với 17 đối tác thương mại, sử dụng mô
hình ARDL để đánh giá tác động ngắn hạn và dài hạn của việc giảm giá thực đồng
krona. Giai đoạn thực hiện nghiên cứu là Q1/1980:Q4/2005 và nguồn dữ liệu phân
tích được lấy từ IMF. Kết quả phân tích ngắn hạn cho thấy hiện tượng đường cong J
chỉ xảy ra trong 5 trường hợp, đó là Áo, Đan Mạch, Ý, Hà Lan và Anh khi các hệ số
trong ngắn hạn là âm và theo sau đó là dấu dương. Ví dụ như trường hợp của Áo,
cán cân thương mại sẽ bị thâm hụt trong 4 quý liên tiếp và sẽ cải thiện ở quý thứ 5
khi giảm giá thực đồng krona. Kết quả được thể hiện ở bảng 1.1. Trong khi đó,
Nhật, Na Uy và Mỹ có hiện tượng đảo ngược.
-10-
Bng 1.1: H s mô phng ngn hn cán cân thương mi Thy in và i tác


Với mức ý nghĩa 10%, kết quả phân tích trạng thái dài hạn ở bảng (1.2) cho thấy tỷ
giá thực song phương có tác động có ý nghĩa cải thiện cán cân thương mại trong
trường hợp của Na Uy (hệ số của biến logREX dương) và không có ý nghĩa đối với
trường hợp của Đức, Ý, Thụy Sỹ, Anh và Mỹ. Vì vậy, các hiệu ứng âm trong ngắn
hạn đã không thể kéo dài đến dài hạn đối với 5 trường hợp này.

-11-
Bng 1.2: H s mô phng dài hn cán cân thương mi Thy in và i tác

1.4.3 Malaysia và 14 i tác thương mi chính

Báo cáo được thực hiện bởi Bahmani-Oskooee, Mohsen và Harvey, được xuất bản
năm 2008 mang tiêu đề “The J-curve: Malaysia versus her major trading partners”.
Tổng cộng 14 nước được nghiên cứu trong mô hình gồm Úc, Trung Quốc, Pháp,
Đức, Hong Kong, Ấn Độ, Indonesia, Nhật, Hàn Quốc, Singapore, Thái Lan,
Philippines, Anh và Mỹ. Dữ liệu thực hiện lấy theo hàng quý từ 1973Q1 đến
2001Q3. Phương pháp kiểm định đồng liên kết được thực hiện theo mô hình kiểm
định biên ARDL của Parasan, Shin, Smith. Kết quả phân tích ngắn hạn thể hiện ở
bảng (1.3) cho thấy mẫu hình đường cong J xuất hiện chỉ trong trường hợp Đức khi
∆logREX xuất hiện giá trị âm tại độ trễ bậc 0 và đổi dấu sau một chu kỳ là 3 tháng.
Trạng thái dài hạn được thể hiện ở bảng (1.4) cho thấy hệ số hồi quy có ý nghĩa ở
mức 10% trong trường hợp Pháp, Ấn Độ, Indonesia, Singapore. Theo định nghĩa
mở rộng về hiệu ứng đường cong J của Rose và Yellen (1989, trang 67) thì điều
-12-
kin là (1) có hiu ng đổi dấu từ âm sang dương khi phân tích trạng thái ngắn hạn
hoặc (2) có hiệu ứng dương khi phân tích dài hạn và đồng thời hệ số mô phỏng
ngắn hạn âm có ý nghĩa hay hệ số ngắn hạn không có ý nghĩa. Như vậy, theo định
nghĩa mở rộng này thì hiệu ứng đường cong J xuất hiện ở trường hợp Pháp và
Singapore. Trường hợp Đức mặc dù thỏa mãn trong ngắn hạn nhưng không thể kéo
sang dài hạn khi hệ số mô phỏng dài hạn không có mức ý nghĩa.
Bng 1.3: H s mô phng ngn hn cán cân thương mi Malaysia và i tác






-13-
Bng 1.4: H s mô phng dài hn cán cân thương mi Malaysia và i tác

KT LUN CHƯƠNG 1

Chương 1 giới thiệu khái niệm về tỷ giá, đó là sự tương quan giá trị của hai đồng
tiền với nhau hay có thể hiểu đó chính là giá cả của một đồng tiền được biểu thị qua
đồng tiền còn lại. Hai khái niệm quan trọng được đề cập trong chương này là điều
kiện Marshall-Lerner và hiệu ứng đường cong J. Điều kiện Marshall-Lerner cho
rằng việc giảm giá đồng nội tệ có tác động dương đối với cán cân thương mại khi
tổng hệ số co giãn giá của xuất khẩu và nhập khẩu lớn hơn 1. Hiệu ứng đường cong
J được quan sát dựa trên sự đảo dấu trong mô phỏng ngắn hạn của biến tỷ giá khi
biến này có giá trị âm ở các bậc độ trễ thấp và đảo dấu ở các bậc độ trễ cao hơn. Và
theo định nghĩa mở rộng của Rose và Yellen thì đường cong J còn được xác nhận
khi trạng thái dài hạn có hiệu ứng dương thỏa mãn điều kiện Marshall-Lerner và hệ
số mô phỏng ngắn hạn âm có ý nghĩa hay hệ số ngắn hạn không có ý nghĩa. Cuối
cùng, tác giả giới thiệu ba nghiên cứu về đường cong J gồm nghiên cứu về cán cân
thương mại Thái Lan, Malaysia và Indonesia với Mỹ và Nhật dùng kỹ thuật
Johansen trong mô hình hiệu chỉnh sai số VECM và hai nghiên cứu dùng mô hình
ARDL trường hợp Thụy Điển và Malaysia với các đối tác.

-14-
CHƯƠNG 2
MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
2.1 Chuỗi dữ liệu dừng – Stationary
2.1.1 Khái niệm
Đây là một khái niệm quan trọng trong phân tích chuỗi thời gian. Chuỗi dừng là
chuỗi có giá trị kỳ vọng, phương sai và hiệp phương sai không thay đổi theo thời
gian. Điều này ngụ ý rằng các giá trị này giống nhau tại bất kỳ thời điểm t. Các đặc
điểm của chuỗi dừng bao gồm:
-Chuỗi có xu hướng trở lại trạng thái trung bình và dữ liệu dao động xung quanh giá
trị trung bình trong dài hạn. Hay E(Y
t
) là hằng số tại tất cả thời điểm t; E(Y
t

)=µ, với
µ là trung bình tổng thể.
-Chuỗi có giá trị phương sai xác định không thay đổi theo thời gian. Hay Var(Y
t
) là
hằng số tại tất cả thời điểm t; Var(Y
t
)=E(Y
t
-µ)
2
=σ
2
, σ là độ lệch chuẩn của tổng thể.
-Hiệp phương sai Cov(Y
t
,Y
t+k
) là hằng số tại các thời điểm t và phụ thuộc khoảng
cách giữa hai giai đoạn, với k khác 0. Cov(Y
t
,Y
t+k
)=E(Y
t
-µ)E(Y
t+k
-µ)=γ
k
; γ

k
là hiệp
phương sai ở độ trễ k.
Đặc tính của chuỗi dừng có ý nghĩa quan trọng trong phân tích chuỗi thời gian bởi
lẽ theo Gujarati (2003) nếu chuỗi thời gian là không dừng thì chỉ nghiên cứu được
biến động của chuỗi trong khoảng thời gian đang xem xét. Do vậy, không thể khái
quát hóa cho các giai đoạn khác nhau và không có giá trị thực tiễn đối với mục đích
dự báo. Ngoài ra, nếu chuỗi nghiên cứu là không dừng thì tất cả các kết quả của
phân tích hồi quy tuyến tính sẽ không có giá trị do hiện tượng hồi quy giả tạo.
Ngoài ra, việc nhận biết chuỗi dừng sẽ giúp giới hạn mô hình dự báo phù hợp nhất
cho dữ liệu.
-15-
2.1.2 Chui dng sai phân
Nu chuỗi thời gian là một chuỗi không dừng nhưng sai phân bậc 1 của nó là chuỗi
dừng thì ta ký hiệu là I(1): ∆X
t
=X
t
-X
t-1
. Tương tự, một chuỗi dừng ở sai phân bậc 2
được ký hiệu là I(2): ∆
2
X
t
=X
t
-X
t-2
. Nếu bản thân chuỗi thời gian là chuỗi dừng thì

cũng có thể gọi là chuỗi dừng sai phân bậc 0, ký hiệu I(0). Một cách tổng quát, một
chuỗi dừng ở sai phân bậc k được ký hiệu là I(k): ∆
k
X
t
=X
t
-X
t-k

2.1.3 Phương pháp kim nh chui dng
Có hai phương pháp thường được sử dụng để kiểm định chuỗi dừng là sử dụng giản
đồ tự tương quan (dựa vào thống kê t và thống kê Q) và kiểm định nghiệm đơn vị
(dựa vào thống kê t của Dickey-Fuller)
2.1.3.1 Gin  t tương quan
Biểu đồ tự tương quan là một đồ thị biểu diễn mối quan hệ giữa hệ số tự tương quan
tổng thể bậc k (ký hiệu là r
k
) với độ trễ k tương ứng được xác định theo công thức
sau đây:
)(
),(
)(
)()(
1
2
1
t
ktt
n

t
t
n
kt
ktt
YVar
YYCov
YY
YYYY
k
−
=
+=
−
=
−
−−
=
∑
∑
ρ
(2.1)
Đối với dữ liệu mẫu, ta có hệ số tự tương quan bậc k như sau:
∑
∑
=
+=
−
−
−−

=
n
t
t
n
kt
ktt
YY
YYYY
rk
1
2
1
)(
)()(
(2.2)
Trong đó,
Y
là giá trị kỳ vọng mẫu của chuỗi Y
t
; k là độ trễ; n là số quan sát của
mẫu. Có hai phương pháp kiểm định xem hệ số tự tương quan có ý nghĩa thống kê
hay không: Thống kê t, và Thống kê Q.
-16-
a. Thng kê t
Gọi ρ
k
là hệ số tự tương quan tổng thể (r
k
là ước lượng không chệch của ρ

k
), ta có
các giả thiết sau đây:
H
0
: ρ
k
= 0
H
1
: ρ
k
≠ 0
Nếu một chuỗi thời gian ngẫu nhiên thì các hệ số tự tương quan là một biến ngẫu
nhiên có phân phối chuẩn với kỳ vọng là 0 và phương sai là 1/N. Như vậy, với sai
số chuẩn của hệ số tự tương quan se(r
k
) là
N
/1
, ta có thể xây dựng khoảng tin cậy
cho ρ
k
hoặc tìm được giá trị thống kê t tính toán ở một mức ý nghĩa xác định. Nếu
ρ
k
nằm ngoài khoảng tin cậy đó hoặc giá trị t tính toán lớn hơn giá trị t quan sát ta
bác bỏ giả thiết H
0
.

b. Thng kê Q
Hai cột cuối trong biểu đồ tự tương quan là thống kê Q của Ljung-Box và giá trị xác
suất tương ứng. Thống kê Q kiểm định giả thiết đồng thời là tất cả các hệ số ρ
k
cho
tới một độ trễ đồng thời bằng không. Giá trị thống kê Q tính toán theo công thức sau
đây:
∑
=
=
m
k
k
nQ
1
2
ρ
(2.3)
Với cỡ mẫu lớn, Q có phân phối theo Chi bình phương với bậc tự do bằng số độ trễ.
Nếu giá trị thống kê Q tính toán lớn hơn giá trị thống kê Q quan sát ở một mức ý
nghĩa xác định, ta bác bỏ giả thiết H
0
.
Nếu hệ số tự tương quan đầu tiên khác không nhưng các hệ số tự tương quan tiếp
theo bằng không một cách có ý nghĩa thống kê, thì đó là một chuỗi dừng. Nếu một