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

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
O0O
NGUYỄN THỊ KIM HOÀNG
TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ
ĐẾN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ
TP.Hồ Chí Minh – 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
O0O
NGUYỄN THỊ KIM HOÀNG
TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ
ĐẾN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG
MÃ SỐ: 60340201
LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS LÊ PHAN THỊ DIỆU THẢO
TP.Hồ Chí Minh – 2013
LỜI CAM ĐOAN
Đề tài nghiên cứu “Tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam” là đề
tài nghiên cứu do chính tác giả thực hiện. Đề tài này thực hiện thông qua việc vận
d
ụng kiến thức đã học, nhiều tài liệu tham khảo và sự tận tình hướng dẫn của giảng
viên
hướng dẫn.
Lu
ận văn này không sao chép từ bất kỳ một nghiên cứu nào khác.
Tôi xin cam đoan những lời nêu trên đây là hoàn toàn đúng sự thật.
TP.H
ồ Chí Minh, ngày 25 tháng 11 năm 2013

Tác giả
Nguyễn Thị Kim Hoàng
MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
L
ỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH M
ỤC TỪ VIẾT TẮT
DANH M
ỤC BẢNG BIỂU
DANH M
ỤC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ
Tóm tắt 1
1. Giới thiệu 3
1.1. Lý do chọn đề tài 3
1.2. Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu 4
1.3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 5
1.3.1. Đối tượng nghiên cứu 5
1.3.2. Phạm vi nghiên cứu 5
1.4. Phương pháp nghiên cứu 5
1.5. Cấu trúc của luận văn 6
2. Khung lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của tỷ giá đến cán cân
thương mại 6
2.1. Khung lý thuyết về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại 6
2.1.1. Hiệu ứng của phá giá lên cán cân thương mại 6
2.1.2. Hệ số co giãn xuất nhập khẩu và điều kiện Marshall – Lerner 9
2.1.3. Mô hình lý thuyết 10
2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại 14
2.2.1. Các nghiên cứu thực nghiệm 14

2.2.2. Tóm lược các kết quả nghiên cứu 18
3.1. Dữ liệu nghiên cứu và mô tả các biến 23
3.1.1. Dữ liệu nghiên cứu 23
3.1.2. Mô tả các biến và nguồn thu thập dữ liệu 23
3.2. Mô hình nghiên cứu 27
3.2.1. Kiểm định tính dừng 30
3.2.2. Kiểm định đồng liên kết 32
3.2.3. Hồi quy mô hình ARDL 33
3.2.4. Phân rã phương sai và hàm phản ứng đẩy 37
4. Kết quả nghiên cứu 37
4.1. Kiểm định tính dừng 37
4.1.1. Kiểm định tính dừng bằng ADF Test 37
4.1.2. Kiểm định tính dừng bằng PP Test 39
4.2. Kiểm định đồng liên kết 41
4.3. Mô hình ARDL 43
4.3.1. Kết quả Kiểm định F-test cho các biến thêm vào của mô hình 43
4.3.2. Xác định độ trễ tối ưu của mô hình 45
4.3.3. Khảo sát tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại trong ngắn hạn 47
4.3.4. Khảo sát tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại trong dài hạn 48
4.4. Các kiểm định của mô hình 48
4.4.1. Kiểm định của tính giải thích của mô hình 48
4.4.2. Kiểm định của tự tương quan của các biến trong mô hình 49
4.4.3. Kiểm định sự phù hợp của mô hình 51
4.4.4. Kiểm định sự ổn định mô hình 52
4.5. Phân rã phương sai và hàm phản ứng đẩy 53
4.5.1. Phân rã phương sai 53
4.5.2. Hàm phản ứng đẩy 55
5. Kết luận 56
TÀI LIỆU THAM KHẢO
PH

Ụ LỤC
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
Từ viết tắt Thuật ngữ tiếng Anh Thuật ngữ tiếng Việt
ADF Augemented Dicky-Fuller Kiểm định ADF
AIC Akaike Info Criterion Akaike Info Criterion
ARDL Autoregressive Distributed Lags Mô hình trễ phân bố trong quá trình
t
ự hồi quy
CPI Consume price index Chỉ số giá tiêu dùng
GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm nội địa
REER Real effective exchange rate Tỷ giá thực hiệu lực
PP Phillips Peron Kiểm định PP
DANH MỤC BẢNG BIỂU
Trang
B
ảng 1. Tóm tắt các kết quả nghiên cứu thực nghiệm 19
B
ảng 2. Các đối tác thương mại lớn với Việt Nam trong giai đoạn 2000 Q1 đến
2013 Q1 25
B
ảng 3. Kiểm định tính dừng các biến LnTB, LnYd, LnYf, LnREER bằng
ADF Test 38
B
ảng 4. Kiểm định tính dừng các biến dLnTB, dLnYd, dLnYf, dLnREER
b
ằng ADF Test… 39
B
ảng 5. Kiểm định tính dừng các biến LnTB, LnYd, LnYf, LnREER bằng
PP Test 40
B

ảng 6. Kiểm định tính dừng các biến dLnTB, dLnYd, dLnYf, dLnREER
b
ằng PP Test 41
B
ảng 7. Giá trị thống kê F tính toán được với các mức trễ 44
B
ảng 8. Độ trễ và các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ tối ưu của mô hình 45
B
ảng 9. Kiểm định hệ số γ
i
từ mô hình 47
DANH MỤC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ
Trang
Hình 1. Hi
ệu ứng đường cong J 8
Hình 2.
Sơ đồ tóm tắt phương pháp nghiên cứu 29
Hình 3. Ki
ểm định đồng liên kết bằng Johansen Cointegration Test 42
Hình 4. K
ết quả hồi quy mô hình ARDL với mức trễ tối ưu 46
Hình 5. K
ết quả kiểm định tính tự tương quan của các biến trong mô hình 50
Hình 6. Ki
ểm định Ramsey RESET Test 51
Hình 7. K
ết quả kiểm định CUSUM 52
Hình 8. Ki
ểm định CUSUM of Square test 53
Hình 9. Phân rã ph

ương sai đối với biến cán cân thương maị 54
Hình 10. Hàm ph
ản ứng đẩy đối với biến cán cân thương mại 55
-1-
Tóm tắt
Việt Nam đã trải qua khá nhiều lần phá giá đồng nội tệ với mục đích cải thiện cán
cân thương mại. Tuy nhiên theo lý thuyết đường cong J thì sau khi phá giá đồng
n
ội tệ, cán cân thương mại sẽ xấu đi sau một khoảng thời gian ngắn do hiệu ứng
giá c
ả, sau khi hiệu ứng khối lượng bắt đầu phát huy được tác dụng thì cán cân
thương mại mới bắt đầu được cải thiện. Trong khi các nước ở thị trường mới nổi
đang vận hành một chính sách phá giá đồng nội tệ với mong muốn cải thiện ngay
l
ập tức cán cân thương mại thì kết quả thực nghiệm lại không đáp ứng cho các kỳ
vọng này. Nhiều nhà nghiên cứu cho thấy việc phá giá có thể cải thiện cán cân
thương mại trong dài hạn nhưng xét về ngắn hạn thì cán cân thương mại sẽ 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 cán cân thương mại 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.
Tác gi
ả sử dụng phương pháp tiếp cận mô hình dạng rút gọn
1
(reduced-form
model approach) để ước tính phản ứng của cán cân thương mại do sự phá giá đồng
n
ội tệ. Luận văn áp dụng mô hình kinh tế lượng nghiên cứu chuỗi thời gian, cụ thể
là mô hình trễ phân bố trong quá trình tự hồi quy (ARDL - Autoregressive
Distributed Lags) nghiên c

ứu sự tồn tại hiệu ứng đường cong J trong ngắn hạn và
hi
ệu ứng trong dài hạn của cán cân thương mại Việt Nam khi phá giá đồng nội tệ.
Trong lu
ận văn này, cán cân thương mại Việt Nam được đại diện bằng tổng giá trị
trao đổi thương mạ
i với 20 nước đối tác chính, chiếm hơn 80% tổng giá trị ngoại
thương của Việt Nam.

1
Mô hình ước lượng xuất khẩu và nhập khẩu
-2-
Trong ngắn hạn, việc phá giá đồng nội tệ có tạo hiệu ứng đường cong J tới cán cân
thương mại của Việt Nam. Phá giá đồng nội tệ sẽ tác động xấu đến cán cân thương
mại của Việt Nam trong quí đầu tiên và chỉ có tác động tích cực đến cán cân này
t
ừ quí thứ hai trở đi.
Trong dài hạn, việc phá giá đồng nội tệ cũng có hiệu ứng cải thiện tích cực đến
cán cân thương mại Việt Nam.
Nhìn chung, k
ết quả nghiên cứu giải quyết được câu hỏi có hay không việc điều
ch
ỉnh tỷ giá hối đoái làm xảy ra hiệu ứng chữ J trong ngắn hạn và cải thiện cán cân
thương mại của Việt Nam trong dài hạn.
-3-
1. Giới thiệu
1.1. Lý do ch
ọn đề tài
Thành phần chính của sự thâm hụt tài khoản vãng lai là thâm hụt thương mại hàng
hóa do tình tr

ạng trì trệ xuất khẩu và gia tăng nhập khẩu trong nhiều năm. Để nâng
cao kh
ả năng cạnh tranh của quốc gia, chính phủ có thể can thiệp bằng cả phương
pháp tiếp cận bên trong và phương pháp tiếp cận bên ngoài. Phương pháp tiếp cận
bên trong là d
ựa trên các chính sách từ phía nhà cung cấp, chẳng hạn như tác động
đến hiệu suất lao động hoặc tiền lương bằng cách kiềm chế lạm phát, giảm thuế, ví
d
ụ như thuế đánh trên lợi nhuận của nhà sản xuất. Phương pháp tiếp cận bên ngoài
là phá giá đồng nội tệ.
Để giảm bớt thâm hụt mậu dịch hàng hóa, có hai nhóm ý kiến về việc phá giá
đồng nội tệ. Một nhóm ủng hộ việc giảm tỷ giá hối đoái danh nghĩa, nhóm khác
ủ
ng hộ việc duy trì chính sách tỷ giá hối đoái thả nổi có quản lý. Tại Việt Nam,
v
ới mục đích là cải thiện cán cân thương mại, các nhà chính sách đã liên tục cho
phá giá
đồng nội tệ nhiều lần. Theo lý thuyết đường cong J thì khi phá giá đồng
n
ội tệ, trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả có tính trội hơn hiệu ứng khối lượng nên
làm x
ấu đi cán cân thương mại, ngược lại trong dài hạn, hiệu ứng số lượng có tính
tr
ội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân thương mại được cải thiện.
M
ột số nghiên cứu về mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỷ giá của các quốc
gia cho th
ấy việc phá giá đồng nội tệ tạo nên đường biểu diễn cán cân thương mại
theo th
ời gian có hình dáng của chữ J. Tính chất này được xác định bởi sự xấu đi

sau
đó là cải thiện trong ngắn hạn của cán cân thương mại, được gọi là hiệu ứng
đường cong J. Áp dụng hiệu ứng này, một trong những mục tiêu của việc phá giá
đồng nội tệ mà các nước hay áp dụng là nhằm cải thiện cán cân thương mại.
-4-
Tuy nhiên, cũng có một số nghiên cứu khác tại một số nền kinh tế khác nhau cho
th
ấy rằng việc phá giá đồng nội tệ không làm xảy ra hiệu ứng đường cong J. Sau
khi phá giá, cán cân thương mại có những biến động nhất định nhưng không có
hình dạng chữ J theo thời gian. Nếu điều này xảy ra thì quyết định phá giá đồng
n
ội tệ của một quốc gia có thể không đạt được mục tiêu cải thiện cán cân thanh
toán ho
ặc các mục tiêu khác về kinh tế, xã hội.
Đề tài này sẽ nghiên cứu về lý thuyết đường cong J để xem xét liệu hiệu ứng
đường cong J có tồn tại ở Việt Nam hay không, liệu phá giá đồng nội tệ có thể
ngay lập tức cải thiện được cán cân thương mại 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.
B
ởi vì các nhà hoạch định chính sách thường quan tâm nhiều đến kết quả cải thiện
cán cân thương mại gộp hơn là kết quả cải thiện cán cân thương mại đối với từng
đối tác thương mại riêng rẽ nên trong luận văn này, tác giả chỉ tập trung nghiên
c
ứu ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá đến cán cân thương mại gộp.
1.2. Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu
Mục tiêu nghiên cứu của luận văn là xác định được mối quan hệ giữa việc phá giá
đồng nội tệ và xu hướng biến động của cán cân thương mại sau khi phá giá. Điều
này s
ẽ góp phần giúp các nhà hoạch định chính sách có những chuẩn bị và động
thái phù h

ợp nhằm đạt được các mục tiêu kỳ vọng và hạn chế các tác động tiêu cực
đến nền kinh tế.
V
ới mục tiêu nghiên cứu nêu trên, luận văn này tập trung trả lời cho câu hỏi
nghiên c
ứu phá giá đồng nội tệ tác động như thế nào đến cán cân thương mại trong
ng
ắn hạn, liệu có xảy ra hiệu ứng chữ J không và việc phá giá này có giúp cải
thi
ện cán cân thương mại của Việt Nam trong dài hạn hay không.
-5-
1.3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
1.3.1. Đối tượng nghiên cứu
Đối tượng nghiên cứu của luận văn bao gồm trị giá xuất nhập khẩu của Việt Nam
v
ới các nước đối tác, tỷ giá tiền đồng so với một số đồng tiền của các đối tác, tỷ
giá nội tệ của các đối tác này so với đồng USD, chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và tổng
s
ản phẩm quốc dân (GDP) của Việt Nam và các nước đối tác.
1.3.2. Phạm vi nghiên cứu
Cán cân thương mại của Việt Nam với thế giới trong bài nghiên cứu này được hiểu
là tương đương với cán cân thương mại của 20 nước đối tác có giá trị trao đổi
thương mại lớn nhất, chiếm hơn trên 80% tổng giá trị ngoại thương của Việt Nam.
T
ỷ giá hối đoái thực đa phương được tính toán dựa trên tỷ giá hối đoái danh nghĩa
song phương
của Việt Nam và các đối tác so với đồng USD. Trong đó tỷ giá hối
đoái danh nghĩa song phương sử dụng là tỷ giá trung bình của kỳ.
T
ất cả các số liệu đều được thu thập theo quí, trong giai đoạn từ quí 1 năm 2000

đế
n hết quí 1 năm 2013.
1.4. Phương pháp nghiên cứu
Luận văn sử dụng mô hình kinh tế lượng nghiên cứu chuỗi thời gian, cụ thể là mô
hình tr
ễ phân bố trong quá trình tự hồi quy (ARDL - Autoregressive Distributed
Lags)
được phát triển bởi Pesaran và Shin (1997), nghiên cứu sự tồn tại hiệu ứng
đường cong J trong ngắn hạn và hiệu ứng trong dài hạn với cán cân thương mại
Vi
ệt Nam với các đối tác lựa chọn khi phá giá đồng tiền Việt Nam.
-6-
Phương pháp nghiên cứu phân tích cho chuỗi dữ liệu thời gian cụ thể là: kiểm định
tính d
ừng, kiểm định đồng liên kết, mô hình phân bố trễ trong quá trình tự hồi quy,
ki
ểm định tính giải thích của mô hình, kiểm định tính tự tương quan của các biến
trong mô hình, ki
ểm định sự ổn định của mô hình, kiểm định sự phù hợp của mô
hình, phân rã ph
ương sai và hàm phản ứng đẩy.
1.5. Cấu trúc của luận văn
Cấu trúc của luận văn được trình bày bao gồm phần tóm tắt, phần một là giới
thi
ệu, phần hai là khung lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của
t
ỷ giá đến cán cân thương mại, phần ba là mô hình nghiên cứu, phần bốn là kết
qu
ả nghiên cứu, phần năm là kết luận, cuối cùng là tài liệu tham khảo và phụ lục.
2. Khung lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của tỷ giá

đến cán cân thương mại
2.1. Khung lý thuy
ết về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại
2.1.1. Hiệu ứng của phá giá lên cán cân thương mại
Nhân tố tỷ giá chỉ tác động đến cán cân thương mại và dịch vụ, các bộ phận còn
l
ại của cán cân thanh toán không chịu ảnh hưởng bởi những thay đổi của tỷ giá.
Ngoài ra, do ph
ạm vi nghiên cứu là tác động của tỷ giá đối với cán cân thương mại
nên sau đây tác giả chỉ trình bày nội dung tác động của phá giá đối với cán cân
thương mại mà thôi.
Phá giá ti
ền tệ là làm giảm giá trị đồng nội tệ so với các ngoại tệ khác. Phá giá sẽ
làm tăng tỷ
giá danh nghĩa kéo theo tỷ giá thực tăng sẽ kích thích xuất khẩu và hạn
ch
ế nhập khẩu, cải thiện cán cân thương mại.
-7-
Khi tỷ giá tăng, giá cả của hàng hóa nhập khẩu tính bằng nội tệ tăng, giá hàng hóa
xuất khẩu tính bằng ngoại tệ giảm. Hiện tượng này gọi là hiệu ứng giá cả. Khi phá
giá đồng nội tệ, giá hàng xuất khẩu rẻ hơn đã làm tăng khối lượng xuất khẩu trong
khi h
ạn chế khối lượng nhập khẩu. Hiện tượng này gọi là hiệu ứng khối lượng.
Cán cân
thương mại xấu đi hay được cải thiện tùy thuộc vào hiệu ứng giá cả và
hi
ệu ứng số lượng cái nào trội hơn.
Trong ngắn hạn, khi tỷ giá tăng trong lúc giá cả và tiền lương trong nước tương
đố
i cứng nhắc sẽ làm giá hàng hóa xuất khẩu rẻ hơn, nhập khẩu trở nên đắt hơn:

các hợp đồng xuất khẩu đã được ký kết với tỷ giá cũ, các doanh nghiệp trong nước
chưa huy động đủ nguồn lực để sẵn sàng tiến hành sản xuất nhiều hơn trước nhằm
đáp ứng nhu cầu xuất khẩu tăng lên, cũng như nhu cầu trong nước tăng lên. Ngoài
ra, trong ngắn hạn, cầu hàng nhập khẩu không nhanh chóng giảm còn do tâm lý
người tiêu dùng. Khi phá giá, giá hàng nhập khẩu tăng lên, tuy nhiên, người tiêu
dùng có th
ể lo ngại về chất lượng hàng nội hay trong nước chưa có hàng thay thế
xứng đáng hàng nhập khẩu làm cho cầu hàng nhập khẩu chưa thể giảm ngay. Do
đó, số lượng hàng xuất khẩu trong ngắn hạn không tăng lên nhanh chóng và số
lượ
ng hàng nhập cũng không giảm mạnh. Vì vậy, trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả
có tính trội hơn hiệu ứng số lượng làm cho cán cân thương mại xấu đi.
Trong dài hạn, giá hàng nội địa giảm đã kích thích sản xuất trong nước và người
tiêu dùng trong nước cũng đủ thời gian tiếp cận và so sánh chất lượng hàng trong
nước với hàng nhập. Mặt khác, trong dài hạn, doanh nghiệp có thời gian tập hợp
đủ các nguồn lực để tăng khối lượng sản xuất. Lúc này sản lượng bắt đầu co giãn,
hi
ệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân thương mại được
c
ải thiện.
-8-
Đường cong J là một đường mô tả hiện tượng cán cân vãng lai bị xấu đi trong
ngắn hạn và chỉ cải thiện trong dài hạn. Đường biểu diễn hiện tượng này giống
hình ch
ữ J. Theo kết quả nghiên cứu của Krugman (1991), người đã tìm ra hiệu
ứng đường cong J khi phân tích cuộc phá giá đô la Mỹ trong thời gian 1985–1987,
thì ban
đầu cán cân vãng lai xấu đi, sau đó khoảng hai năm cán cân vãng lai đã
được cải thiện.
Hình 1. Hiệu ứng đường cong J

Cán cân vãng lai
Th
ặng dư (+)


Thời gian
Thâm h
ụt (-)
Nguyên nhân xu
ất hiện đường cong J là do trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả có tính
tr
ội hơn hiệu ứng số lượng nên làm xấu đi cán cân thương mại, ngược lại trong dài
h
ạn, hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân thương mại
được cải thiện.
-9-
2.1.2. Hệ số co giãn xuất nhập khẩu và điều kiện Marshall – Lerner
Phương pháp hệ số co giãn do hai tác giả Alfred Marshall và Abba Lerner áp dụng
l
ần đầu và được Joan Robinson (1973), Fritz Machlup (1955) mở rộng. Phương
pháp này dựa trên giả thiết là cung và cầu hàng hóa có hệ số co giãn hoàn hảo,
ngh
ĩa là ứng với mỗi mức giá nhất định thì nhu cầu hàng hóa xuất nhập khẩu luôn
luôn được thỏa mãn. Nội dung của phương pháp này chủ yếu phân tích những tác
động của phá giá lên cán cân vãng lai.
H
ệ số co giãn xuất khẩu thể hiện phần trăm thay đổi của xuất khẩu khi tỷ giá thay
đổi 1%
η
x

= (dX/X)/( dE/E)
H
ệ số co giãn nhập khẩu thể hiện phần trăm thay đổi của nhập khẩu khi tỷ giá thay
đổi 1%
η
m
= (dM/M)/( dE/E)
Điều kiện Marshall-Lerner phát biểu rằng, để cho việc phá giá tiền tệ có tác động
tích c
ực tới cán cân thanh toán, thì giá trị tuyệt đối của tổng hai độ co giãn theo giá
c
ả của xuất khẩu và độ co giãn theo giá cả của nhập khẩu phải lớn hơn 1, (η
x
+
η
m
>1). Điều kiện này đặt theo tên của hai học giả kinh tế đã phát hiện ra nó, đó là
Alfred Marshall và Abba Lerner.
M
ột số nghiên cứu thực nghiệm về độ co giãn cho thấy rằng trong dài hạn (từ hai
đến ba năm) tổng hệ số co giãn xuất khẩu và nhập khẩu lớn hơn 1, tức phá giá có
tác động đến xuất nhập khẩu. Theo khảo sát thực nghiệm của Goldstein và Kahn
(1985) thì t
ổng hệ số co giãn trong dài hạn (dài hơn hai năm) luôn lớn hơn 1, trong
khi trong ng
ắn hạn (dưới 6 tháng) nó có xu hướng tiến gần đến 1. Nhìn chung, đa
-10-
số các nhà nghiên cứu đều cho rằng hệ số co giãn xuất khẩu và hệ số co giãn nhập
kh
ẩu trong ngắn hạn nhỏ hơn trong dài hạn. Vì vậy, điều kiện Marshall-Lerner chỉ

có thể được duy trì trong dài hạn
2
.
Có quan điểm cho rằng các nước đang phát triển thường phụ thuộc nhiều vào hàng
nh
ập khẩu nên độ co giãn giá của cầu hàng nhập khẩu là nhỏ (tức trị giá nhập khẩu
s
ẽ không giảm bao nhiêu khi phá giá nội tệ). Các nước phát triển có thị trường
xu
ất khẩu tương đối có tính cạnh tranh nên độ co giãn cầu hàng xuất khẩu có thể
lớn hơn (tức giá trị xuất khẩu tăng mạnh khi phá giá nội tệ). Điều này hàm ý rằng
phá giá
ở các nước phát triển sẽ có tác động cải thiện cán cân thương mại mạnh
hơn so với các nước đang phát triển hay nói cách khác, việc phá giá là một giải
pháp có th
ể cải thiện thâm hụt thương mại ở quốc gia này nhưng có thể sẽ không
có tác
động ở quốc gia khác. Nó cũng khuyến cáo các quốc gia đang phát triển nên
th
ận trọng khi sử dụng biện pháp phá giá mạnh đồng nội tệ của mình nhằm kích
thích xu
ất khẩu.
2.1.3. Mô hình lý thuyết
Trong mô hình thay thế không hoàn hảo (the imperfect substitutes model) được
đưa ra bởi Goldstein và Kahn (1985), Rose anh Yellen (1989), cán cân thương mại
bao g
ồm các hàng hóa xuất khẩu và nhập khẩu. Giả định quan trọng của mô hình
là c
ả nhập khẩu và xuất khẩu đều không thay thế hoàn hảo cho hàng hóa nội địa,
để độ co giãn hữu hạn của cầu và cung được tính toán dựa trên các hàng hóa được

giao d
ịch nhiều nhất.
3

2
Nguyễn Văn Tiến (2005), Tài chính quốc tế hiện đại trong nền kinh tế mở.
3
điều kiện Marshall-Lerner
-11-
Qui mô cầu nhập khẩu trong nước – M
d
, và cầu nhập khẩu của thế giới – M*
d
,
được mô tả bằng phương trình (2.1) và (2.2)
M
d
= f
1
(Y, P
M
, P),
∂M
d
∂Y
>0,
∂M
d
∂P
M

<0,
∂M
d
∂P
>0 (2.1)
M
*
d
= f
2
(Y
*
e, P
*
M
, P
*
),
∂M
*
d
∂Y
*
e
>0,
∂M
*
d
∂P
*

M
<0,
∂M
*
d
∂P
>0 (2.2)
Với, Y là thu nhập trong nước, P
M
là giá cả trong nước, P là mức giá chung trong
n
ền kinh tế, nó là giá của tất cả hàng hóa được sản xuất trong nước, Y
*
là thu nhập
c
ủa nước ngoài, e là tỷ giá hối đoái danh nghĩa được xác định bởi số lượng đơn vị
tiền tệ trong nước trên số đơn vị tiền tệ nước ngoài, P
*
M
là giá ngoại tệ thanh toán
cho hàng hóa nh
ập khẩu trong nước, P
*
là mức giá chung ở nước ngoài.
Nói cách khác, lượng cầu là một hàm số của thu nhập trong khu vực nhập khẩu,
giá c
ả của hàng hoá nhập khẩu và giá của hàng hóa thay thế trong nước. Bởi vì
chúng ta làm vi
ệc với dữ liệu tổng hợp
4

, nên tác giả giả định rằng sẽ loại trừ hàng
c
ấp thấp ra. Điều này hàm ý rằng cả độ co giãn của cầu theo thu nhập trong nước
và độ co giãn của cầu thu nhập nước ngoài, độ co giãn cầu theo giá chéo đều
dương (+). Độ co giãn của cầu theo giá được giả định là âm (-). Trong mô hình
này, hàm c
ầu được mô tả bởi thu nhập hiện tại (không phải là thu nhập thường
xuyên hay t
ạm thời).
Thông thường, trong nhiều mô hình giả định về tính đồng nhất của hàm cầu, người
tiêu dùng s
ẽ không bị ảo giác về tiền, có nghĩa là cầu không thay đổi khi tăng gấp
đôi thu nhập và giá cả. Vì vậy, giả định về tính đồng nhất này được thể hiện bằng
cách chia các bi
ến giải thích cho P. Các tham số của hàm cầu được thể hiện theo

4
Chúng ta làm việc với dữ liệu riêng biệt thì các giả định trên là không cần thiết.
-12-
thu nhập thực trong thời kỳ thực và giá nhập khẩu tương đối đối với hàng hóa sản
xu
ất trong nước. Chúng ta có thể viết lại phương trình (2.1) và (2.2) như sau:
M
d
= f
1
(Y, RP
M
),
∂M

d
∂Y
r
>0,
∂M
d
∂RP
M
<0, Y
r
=
Y
P
, RP
M
=
P
M
P
(2.3)
M
*
d
= f
2
(Y
*
r
, RP
*

M
),
∂M
d
∂Y
r
>0,
∂M
d
∂RP
*
M
<0, Y
*
r
=
Y
*
P
*
, RP
*
M
=
P
*
M
P
*
(2.4)

Bởi vì giá nhập khẩu tương đối tương đương giá ngoại tệ của nhập khẩu từ nước
ngoài có điều chỉnh tỷ giá hối đoái, chúng ta có thể xác định giá tương đối của
nh
ập khẩu:
RP
M
=
P
M
P
=
eP
*
X
P
=
eP
*
P
P
*
X
P
*
= Q
P
*
X
P
*

= QP
*
X
(2.5)
Trong đó P*
X
thể hiện cho giá xuất khẩu nước ngoài, Q là tỷ giá hối đoái thực, khi
tăng Q sẽ làm đồng nội tệ mất giá.
Q =
eP
*
P
(2.6)
Cuối cùng, số lượng nhập khẩu được cung cấp bởi phần còn lại của thế giới, và số
lượ
ng xuất khẩu trong nước cung cấp cho phần còn lại của thế giới được đưa ra
trong phương trình (2.7) và (2.8):
X
S
= f
3
(P
X
,P) (2.7)
X
*
S
= f
4
(P

*
X
, P
*
) (2.8)
Trong đó P
x
là giá đồng nội địa được nhận bởi các nhà xuất khẩu trong nước và
ngược lại, P*
x
là giá ngoại tệ được chi trả bởi các nhà nhập khẩu.
-13-
Trong trạng thái cân bằng, xuất khẩu trong nước bằng nhập khẩu nước ngoài, có
ngh
ĩa là nhu cầu nhập khẩu trong nước tương đương nguồn cung xuất khẩu nước
ngoài và cung nh
ập khẩu trong nước tương đương cầu nhập khẩu nước ngoài:
M
d
= X
*
S
e (2.9)
M*
d
= X
S
(2.10)
Vì vậy, cán cân thương mại được đo lường như sau:
TB = P

X
M
*
d
– QP
*
X
M
d
(2.11)
Ta thấy cán cân thương mại là sự chênh lệch giữa giá trị xuất khẩu và nhập khẩu.
Cán cân thương mại âm biểu hiện một sự thâm hụt, giá trị nhập khẩu vượt quá giá
tr
ị xuất khẩu. Mối liên hệ giữa các biến trong phương trình (2.11) có thể được viết
l
ại dưới dạng rút gọn bằng việc sử dụng giá trị thực của các biến:
TB = f(Yr, Y*r, Q),
∂TB
∂Y
r
< 0,
∂TB
∂Y
*
r
> 0,
∂TB
∂Q
> 0 (2.12)
Phương trình trên là phương trình mô tả cán cân thương mại của trường phái

Keynes c
ổ điển. Trong đó, thu nhập thực trong nước, thu nhập thực nước ngoài và
t
ỷ giá thực là những nhân tố chính có ảnh hưởng quyết định đến giá trị xuất khẩu
ròng.
Trong lu
ận văn này, tác giả áp dụng mô hình nghiên cứu tương tự như nghiên cứu
c
ủa Tihomir Stucka (2004).
∆LnTB
t
= α + ∑
n
i=1
β
i
∆LnTB
t-i
+ ∑
n
i=1
γ
i
∆LnREER
t-i
+ ∑
n
i=1
δ
i

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

+ εt (2.13)
-14-
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. Vì ta sử
dụng logarit tự nhiên của tỷ xuất khẩu trên nhập khẩu để đại diện cho cán cân
thương mại nên hiệu ứng đường cong J xảy ra khi việc giảm giá đồng nội tệ dẫn
đến một sự sụt giảm trong tỷ lệ nhập khẩu trên xuất khẩu trong ngắn hạn do hiệu
ứng giá cả và một sự gia tăng trong tỷ lệ xuất khẩu trên nhập khẩu trong dài hạn
do hi
ệu ứng khối lượng.
Tác gi
ả kỳ vọng thu nhập nước ngoài thực và tỷ giá hối đoái thực có mối tương
quan dương với cán cân thương mạ
i, và thu nhập nội địa có mối tương quan âm
với cán cân thương mại.
2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của tỷ giá đến cán cân thương
mại
2.2.1. Các nghiên cứu thực nghiệm
Mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái từ lâu
đã là đối tượng của nhiều nghiên cứu thực nghiệm. Các kết quả nghiên cứu thể
hiện sự đa dạng của các kết quả nghiên cứu khác nhau, đôi khi đối với các nước
gi
ống nhau, điều này có thể xuất phát từ các bằng chứng thực nghiệm được kết
xu
ất từ thời điểm khác nhau và các phương pháp nghiên cứu khác nhau.
Các nước phát triển, đặc biệt là Mỹ, đã nhận được rất nhiều sự quan tâm trong lĩnh
vực nghiên cứu này.
Tunava Demirden và Ivan Pastine (1995) ki
ểm định giả thuyết đường cong J trong

m
ột môi trường tỷ giá hối đoái linh hoạt ở Mỹ. Tác giả áp dụng phương pháp
VAR của Sim (1980) cho giai đoạn từ quí 1 năm 1978 đến hết quí 4 năm 1993 và
-15-
chứng minh rằng hiệu ứng phản hồi (feedback effects) trong môi trường tỷ giá hối
đoái linh hoạt có thể là rất đáng kể, kết quả của hiệu ứng đường cong J.
Nghiên c
ứu của Yi Hsing (2008) xét trong mối quan hệ thương mại song phương
của Mỹ với bảy nước châu Mỹ Latinh bao gồm Chili, Ecuador, Uruguay,
Argentina, Brazil, Colombia, và Peru. V
ới dữ liệu từ quí 1 năm 1991 đến quí 3
năm 2003, tác giả sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) và hàm phản
ứng đẩy để xem xét sự tồn tại của đường cong J. Mặc dù kết quả nghiên cứu tìm ra
được hiệu ứng đường cong J của Mỹ với ba nước là Chili, Ecuador và Uruguay
nhưng thiếu bằng chứng của đường cong J cho bốn nước còn lại là Argentina,
Brazil, Columbia và Peru.
Mohsen Bahmani Oskooee và Janardhanan Alse (1994) nghiên c
ứu ở 41 nước phát
tri
ển và kém phát triển về sự tồn tại đường cong J, áp dụng quy trình hai bước
Granger – Engle và mô hình hi
ệu chỉnh sai số (ECM). Kết quả nghiên cứu cho
th
ấy cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái thực là đồng liên kết chỉ có ở 14 quốc
gia. Trong các nước tồn tại đồng liên kết, có một số bằng chứng tồn tại của hiệu
ứng đường cong J.
Mohsen Bahmani Oskooee và Tatchawan Kantipong (2001) ki
ểm định hiệu ứng
đường cong J trên dữ liệu song phương giữa Thái Lan và các đối tác thương mại
chính như Đức, Nhật Bản, Singapore, Anh, và Mỹ. Tác giả áp dụng mô hình

ARDL c
ủa Pesaran và Shin (1995) cho giai đoạn 1973-1997. Kết quả là chỉ tìm
th
ấy bằng chứng tồn tại của đường cong J trong quan hệ thương mại song phương
giữa Thái Lan với Mỹ và Nhật Bản. Riêng đối với thương mại song phương giữa
Thái Lan v
ới Đức, Singapore và Anh, tác giả không nhận thấy có sự tồn tại của
hi
ệu ứng đường cong J.
-16-
Peter Wilson (2001) đã kiểm định mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỷ giá
h
ối đoái thực tế cho thương mại hàng hóa song phương giữa Singapore, Hàn Quốc
và Mala
ysia đối với Hoa Kỳ và Nhật Bản. Kết quả nghiên cứu cho thấy không có
b
ằng chứng về hiệu ứng đường cong J được tìm thấy, ngoại trừ thương mại của
Hàn Qu
ốc với Hoa Kỳ.
Mohsen Bahmani Oskooee và Gour G.Goswami (2003)
ước lượng hiệu ứng của
phá giá đồng Yen tới cán cân thương mại của Nhật Bản với nhóm 9 đối tác thương
mại lớn nhất. Các tác giả sử dụng mô hình gốc của Rose và Yellen (1989) dưới
d
ạng hiệu chỉnh sai số vector (VECM – Vector Error Correction Model), triển khai
theo Pesaran và Shin (1995), Pesaran và các c
ộng sự (1996) hình thành mô hình
tr
ễ phân bố trong quá trình tự hồi quy ARDL (Autoregressive Distributed Lags).
V

ới số liệu thương mại song phương chỉ tìm thấy hiệu ứng đường cong J trong hai
trường hợp là cán cân thương mại giữa Nhật Bản với Đức, giữa Nhật Bản với Ý,
không th
ấy có hình dáng hay hiệu ứng gì đặc trưng của với cán cân thương mại
v
ới các nước khác. Với số liệu thương mại tổng hợp, tác giả không tìm thấy hiệu
ứng đường cong J của cán cân thương mại giữa Nhật Bản với thế giới.
Olubenga Onafowora (2003) ki
ểm tra hiệu ứng trong ngắn hạn cũng như dài hạn
c
ủa tỷ giá thực đối với cán cân thương mại của ba nước Indonesia, Malaysia, Thái
Lan trong quan h
ệ thương mại song phương với Nhật Bản và Hoa Kỳ bằng số liệu
theo quí t
ừ quí 1 năm 1980 đến quí 4 năm 2001. Bài nghiên cứu sử dụng kiểm
định đồng liên kết, mô hình hiệu chỉnh sai số vector và hàm phản ứng đẩy. Kết quả
tìm được trong dài hạn có mối quan hệ ổn định giữa cán cân thương mại, tỷ giá
th
ực, tổng sản phẩm quốc nội của mỗi nước và của nước đối tác thương mại.
Trong ng
ắn hạn, có tồn tại hiệu ứng đường cong J với cán cân thương mại của
Indonesia và Malaysia v
ới Hoa Kỳ, Nhật Bản; của Thái Lan với Mỹ; tuy nhiên cán