Tác động bất đối xứng của thay đổi tỷ giá lên cán cân thương mại song phương của việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
---------------------

NGUYỄN QUÝ KIỆT
TÁC ĐỘNG BẤT ĐỐI XỨNG CỦA THAY ĐỔI TỶ
GIÁ LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI SONG PHƯƠNG
CỦA VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2020


BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
---------------------

NGUYỄN QUÝ KIỆT
TÁC ĐỘNG BẤT ĐỐI XỨNG CỦA THAY ĐỔI TỶ
GIÁ LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI SONG PHƯƠNG
CỦA VIỆT NAM
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã ngành: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC
PGS.TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2020

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn “Tác động bất đối xứng của thay đổi tỷ giá lên cán cân
thương mại song phương của Việt Nam” do PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa hướng
dẫn là quá trình nghiên cứu của tôi. Các dữ liệu, kết quả trong luận văn là rõ ràng và
minh bạch.
Tp. Hồ Chí Minh, ngày 24 tháng 02 năm 2020
Tác giả

Nguyễn Quý Kiệt


MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
TÓM TẮT
PHẦN 1: GIỚI THIỆU ............................................................................................. 5
1.1. Giới thiệu chủ đề nghiên cứu ................................................................................ 5
1.2. Động cơ nghiên cứu .............................................................................................. 6
1.3. Mục tiêu nghiên cứu ............................................................................................. 8
1.4. Câu hỏi nghiên cứu ............................................................................................... 8
1.5. Phương pháp nghiên cứu ...................................................................................... 8
1.4. Kết cấu nghiên cứu ............................................................................................... 9
PHẦN 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM ........... 10
2.1. Lý thuyết nền tảng của hiệu ứng tỷ giá lên cán cân thương mại .......................... 10
2.1.1. Tác động dài hạn, điều kiện Marshall-Lerner ................................................... 10
2.1.2. Tác động ngắn hạn, hiệu ứng đường cong J ..................................................... 13
2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm về kiểm chứng hiệu ứng đường cong J .................. 15

2.2.1. Các nghiên cứu về mối quan hệ tuyến tính giữa cán cân thương mại và tỷ giá
hối đoái ..................................................................................................................... 15
2.2.2. Các nghiên cứu về mối quan hệ phi tuyến giữa cán cân thương mại và tỷ giá
hối đoái ..................................................................................................................... 23
2.2.3. Kết luận ........................................................................................................... 27
PHẦN 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ........................................................... 28
3.1. Xây dựng mô hình cân bằng thương mại............................................................. 28
3.2. Xác định biến và kỳ vọng dấu ............................................................................. 30
3.2.1. Cán cân thương mại song phương .................................................................... 31
3.2.2. Tỷ giá hối đoái thực song phương .................................................................... 31
3.2.3. Thu nhập thực trong nước ................................................................................ 32
3.2.4. Thu nhập thực nước ngoài ............................................................................... 32
3.2.5. Mô tả và nguồn dữ liệu .................................................................................... 33
3.3. Áp dụng phương pháp ARDL ............................................................................. 37


3.4. Áp dụng phương pháp NARDL ................................................................................. 39
PHẦN 4: KẾT QUẢ ................................................................................................ 42
4.1. Kiểm định tính dừng ........................................................................................... 42
4.2. Kết quả từ mô hình ARDL ......................................................................................... 44
4.3. Kết quả từ mô hình NARDL ...................................................................................... 49
PHẦN 5: KẾT LUẬN .............................................................................................. 55
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO


TÓM TẮT
Nghiên cứu này xem xét hiện tượng đường cong J cho Việt Nam và 9 đối tác
(cụ thể là Malaysia, Philippines, Indonesia, Singapore, Thái Lan, Mỹ, Trung Quốc,
Nhật Bản và Hàn Quốc), sử dụng dữ liệu hàng quý trong giai đoạn 2000Q1–
2018Q1. Trong khi các nghiên cứu trước đây giả định mối quan hệ tuyến tính giữa

tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại, nghiên cứu này đề cập hiệu ứng phi tuyến.
Dựa theo nghiên cứu của Bahmani-Oskooee và Fariditavana (2015), phương pháp
thực nghiệm được sử dụng là mô hình tự hồi quy phân phối trễ đồng liên kết phi
tuyến (NARDL) của Shin và cộng sự (2014), trong đó các hiệu ứng phi tuyến ngắn
hạn và dài hạn được trình bày thông qua phân tách tổng từng phần dương (định giá
thấp) và âm (định giá cao) của tỷ giá hối đoái thực. Một số nghiên cứu cho rằng
việc thiếu ủng hộ cho hiện tượng đường cong J có thể là do giả định tuyến tính. Vấn
đề này được kiểm chứng bằng cách sử dụng các mô hình tuyến tính lẫn phi tuyến.
Sử dụng mô hình ARDL tuyến tính, tác giả không thể tìm thấy sự hỗ trợ cho hiện
tượng đường cong J. Tuy nhiên, khi sử dụng mô hình NARDL, mẫu hình đường
cong J được xác nhận duy nhất trong mối quan hệ song phương giữa Việt Nam và
Hàn Quốc.
Từ khóa: Đường cong J song phương, NARDL, đồng liên kết bất đối xứng.

ABSTRACT
This article examines the J-curve phenomenon for Vietnam and its 9 partners
(namely, Malaysia, Philippines, Indonesia, Singapore, Thailand, US, China, Japan
and Korea) using quarterly data for the period 2000Q1–2018Q1. While previous
studies assume a linear relationship between the exchange rate and the trade
balance, this paper allows for nonlinearity. Following Bahmani-Oskooee and
Fariditavana (2015), the empirical method used is the nonlinear cointegrating
autoregressive distributed lag (NARDL) model of Shin et al. (2014) in which shortrun and long-run nonlinearities are introduced via positive (depreciation) and


negative (appreciation) partial sum decompositions of the real exchange rate.
Several papers argue that the lack of support for the J-curve phenomenon could be
due to the linearity assumption. This issue is examined by utilizing the linear and
the non-linear models. Using the linear ARDL model, we are unable to find support
for the J-curve phenomenon in any case. However, employing the nonlinear ARDL
model, the J-curve pattern has confirmed in the bilateral relationship between

Vietnam and Korea.
Keywords: Bilateral J-curve, NARDL, asymmetry cointegration.


5

PHẦN 1: GIỚI THIỆU
1.1. Giới thiệu chủ đề nghiên cứu
Sau hiệp định Smithsonian, đồng đô la Mỹ đã bị mất giá 15% vào năm 1971.
Tuy nhiên, trong hai năm tiếp theo, cán cân thương mại của Mỹ lại không chứng kiến
sự cải thiện rõ rệt nào. Trước tình hình trên, Magee (1973) chỉ ra rằng cán cân thương
mại của một quốc gia trên thực tế có thể xấu đi sau khi phá giá tiền tệ, do cấu trúc trễ
(lag structure) trong mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại, trước khi
có bất kỳ dấu hiệu cải thiện nào. Điều này dẫn đến giả thuyết “đường cong J”. Tài liệu
về đường cong J đã phát triển theo cấp số nhân trong những năm qua với các phương
pháp khác nhau được đề xuất nhằm kiểm tra sự hiện diện của nó trong dữ liệu. Lấy ví
dụ, Bahmani-Oskooee (1985, 1989) đưa ra các cấu trúc trễ của tỷ giá hối đoái trong
mô hình rút gọn với cán cân thương mại là biến phụ thuộc, và giải thích bằng chứng
của đường cong J bằng sự hiện diện của ước tính âm (negative estimate) của tỷ giá hối
đoái ở độ trễ thấp hơn, theo sau là ước tính dương của tỷ giá hối đoái ở độ trễ cao hơn.
Phương pháp được đề xuất bởi Bahmani-Oskooee (1985, 1989) được áp dụng cho
phân tích ngắn hạn. Ngược lại, Rose và Yellen (1989) đề xuất khuôn khổ dựa trên mô
hình sai số hiệu chỉnh Engle và Granger (1987) và phù hợp để ước tính cả tác động
ngắn hạn cũng như tác động dài hạn của bước đi tỷ giá hối đoái. Điều này dẫn đến một
cách giải thích mới về đường cong J. Theo cách giải thích mới này, bằng chứng về
đường cong J được xác nhận một khi sự mất giá có liên quan đến sự cải thiện dài hạn
của cán cân thương mại, và cũng tồn tại những dấu hiệu suy giảm cán cân thương mại
trong ngắn hạn. Cách giải thích cụ thể này đã được sử dụng rộng rãi để xác minh sự
hiện diện của đường cong J, trong trường hợp của một quốc gia cũng như cho một
nhóm các quốc gia. Các ví dụ bao gồm Himario (1985), người đã kiểm chứng sự hiện

diện của đường cong J đối với 10 quốc gia phát triển và đang phát triển; Meade (1988)
và Moffet (1989) kiểm chứng cho Mỹ; Felroe (1988) cho Úc; Noland (1989) cho Nhật
Bản; Lal và Lowinger (2002) cho các nước Đông Á; Hacker và Hatemi-J (2003) cho
các quốc gia Bắc Âu; và Moura và Da Silva (2005) cho Brazil, Halicioglu (2007,


6

2008) cho Thổ Nhĩ Kỳ; gần đây gồm Le Hoang Phong và cộng sự (2017), Nguyen
Cam Nhung và cộng sự (2018) và Thi Xuan Thom (2017) cho Việt Nam.
1.2. Động cơ nghiên cứu
Việt Nam là nền kinh tế mở nhỏ và được phân loại là quốc gia đang phát triển.
Do đó, sự thay đổi của cán cân ngoại thương ảnh hưởng đến các nền móng cơ bản của
cán cân thanh toán. Trong giai đoạn 2000–2018, nền kinh tế Việt Nam đối diện với
vấn đề thâm hụt thương mại dai dẳng, trầm trọng nhất vào năm 2008, thời điểm xảy ra
cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (tham khảo Hình 1.1). Duy nhất trong năm 2014
và năm 2018, cán cân thương mại giữa Việt Nam với các đối tác là thặng dư. Thâm
hụt cán cân thương mại quá nhiều có thể gây nguy hiểm cho nền kinh tế Việt Nam,
châm ngòi cho các cuộc suy thoái và bất ổn trong tăng trưởng kinh tế (Ahad, 2017).
Nhìn chung, việc phá giá ở Việt Nam (phá giá VND) nhiều lần đã được sử dụng làm
công cụ chính sách nhằm cải thiện cán cân thương mại. Một số lần phá giá tiền tệ có
thể là thành công khi tăng xuất khẩu và giảm nhập khẩu, nhưng một số trong đó có thể
là thất bại; do đó, nghiên cứu liệu hiệu ứng đường cong J có tồn tại và xác định thời
gian hồi phục của cán cân thương mại là rất quan trọng đối với các nhà hoạch định
chính sách tại Việt Nam. Nhiều nghiên cứu tại Việt Nam đã kiểm chứng sự hiện diện
của hiệu ứng đường cong J ở cấp độ tổng hợp, điển hình như Le Hoang Phong và cộng
sự (2017); Nguyen Cam Nhung và cộng sự (2018); và Thi Xuan Thom (2017). Tuy
nhiên, việc sử dụng dữ liệu tổng hợp có thể gây nên vấn đề thiên lệch tổng hợp
(aggregation bias), che đậy bản chất thực của các kết quả từ chính sách phá giá tiền tệ
lên từng đối tác thương mại. Phá giá VND có thể cải thiện cán cân thương mại của

Việt Nam với một đối tác nhưng lại làm suy thoái cán cân song phương với đối tác
khác. Mặt khác, các phát hiện gần đây cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân
thương mại có thể là không đối xứng (Nusair, 2016; Bahmani-Oskooee và Saha,
2017). Do đó, việc kiểm chứng sự hiện diện của hiệu ứng đường cong J ở cấp độ song
phương là cần thiết, giúp các nhà hoạch định chính sách tại Việt Nam hiểu rõ hiệu quả
của chính sách phá giá lên từng đối tác thương mại cụ thể.


7
Can can thuong mai
10

0

-10

-20
00

02

04

06

08

10

12

14

16

18

Nguồn: Dữ liệu thống kê thương mại của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (DOTS).
Hình 1.1. Cán cân thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2000–2018 (Đơn vị:
Tỷ USD).
Mặc dù, các bằng chứng hỗ trợ cho sự hiện diện của đường cong J (dù tổng hợp
hay song phương) tương đối phong phú và đa dạng. Thế nhưng, hiện tại, phần lớn các
bằng chứng vẫn đang xoay quanh một giả định hạn chế, đó là hiệu ứng đối xứng của
tăng giá và giảm giá tiền tệ lên cán cân thương mại, được mô tả bởi ước tính liên quan
giữa độ co giãn của cán cân thương mại đối với tỷ giá hối đoái. Tuy nhiên, các mối
quan hệ phi tuyến (cũng như bất đối xứng) lại xuất hiện ngày một rõ rệt giữa các biến
kinh tế vĩ mô. Do đó, sự hạn chế của giả định đối xứng có khả năng che đậy bản chất
thực các mối quan hệ giữa các biến và do đó, tạo ra các dự báo không đáng tin cậy.
Quan điểm này nhận được sự ủng hộ trong những năm gần đây và tác giả cũng nhìn
nhận quan điểm này trong trường hợp mối quan hệ tỷ giá hối đoái–cán cân thương
mại. Quan điểm về việc bác bỏ “tính chất đối xứng” xuất phát từ các bằng chứng. Ví
dụ, Bussiere (2013) cho rằng giá xuất khẩu và nhập khẩu phản ứng với biến động tỷ
giá theo cách bất đối xứng. Nếu phản ứng của giá hàng hóa giao dịch đối với thay đổi
tỷ giá là không đối xứng, thì việc kỳ vọng cán cân thương mại sẽ phản ứng với thay
đổi tỷ giá theo cách bất đối xứng là điều đương nhiên. Bahmani-Oskooee và
Fariditavana (2015) cho rằng các nhà giao dịch kỳ vọng về các bước đi tiền tệ trong
tương lai là không đối xứng trong các giai đoạn tăng giá và giảm giá. Giá hiện tại cũng
như giá dự kiến của hàng hóa xuất khẩu và nhập khẩu có tác động đến cán cân thương

8

mại. Do đó, một cách tự nhiên,cán cân thương mại có mối quan hệ bất đối xứng với
các biến động tỷ giá hối đoái.
1.3. Mục tiêu nghiên cứu
Kết hợp với các lập luận vừa nêu, nghiên cứu này tiến hành phân tích mối quan
hệ giữa thay đổi tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại, nhằm kiểm chứng sự hiện diện
của hiệu ứng đường cong J đối xứng lẫn bất đối xứng trong mối quan hệ thương mại
song phương giữa Việt Nam và 9 đối tác thương mại lớn (gồm Trung Quốc, Mỹ, Nhật
Bản, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Indonesia, Singapore và Thái Lan) trong giai
đoạn quý 1/2000 đến quý 1/2018. Kết quả từ dữ liệu thương mại của quỹ Tiền tệ Thế
giới (DOTS), trong năm 2017, tỷ trọng đóng góp thương mại của 9 đối tác, Trung
Quốc, Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Indonesia, Singapore và Thái
Lan với Việt Nam, lần lượt là 21,42%, 11,61%, 7,69%, 14,08%, 2,31%, 0,91%,
1,49%, 1,89% và 3,54%, chiếm xấp xỉ 64,93% tổng kim ngạch thương mại của Việt
Nam với thế giới.
1.4. Câu hỏi nghiên cứu
Để thực hiện mục tiêu chính trên, nghiên cứu tiến hành trả lời các câu hỏi sau:
1. Phá giá nội tệ (phá giá VND) có giúp cải thiện cán cân thương mại song
phương giữa Việt Nam với 9 đối tác thương mại hay không?
2. Mẫu hình phản ứng của cán cân thương mại sau phương sau khi phá giá nội
tệ trong ngắn hạn và dài hạn có sự khác biệt hay không? Nếu sự khác biệt xảy ra, mẫu
hình phản ứng có tuân theo giả thuyết đường cong J hay không, đồng nghĩa với việc
hiệu ứng đường cong J có xảy ra trong quan hệ thương mại song phương giữa Việt
Nam và 9 đối tác chính hay không?
3. Nhiều nghiên cứu gần đây phát hiện hiệu ứng bất đối xứng (phi tuyến) trong
mối quan hệ giữa tỷ giá thực và cán cân thương mại, như vậy, hiệu ứng đường cong J
bất đối xứng có hiện diện ở cấp độ song phương tại Việt Nam hay không?
1.5. Phương pháp nghiên cứu

9

Nghiên cứu áp dụng phương pháp ARDL tuyến tính của Pesaran và cộng sự
(2001) và phương pháp ARDL phi tuyến (NARDL) của Shin và cộng sự (2014) nhằm
ước tính khuôn khổ mô hình hóa hiệu ứng đương cong J đối xứng và bất đối xứng
trong quan hệ thương mại song phương của Việt Nam. Kế thừa các ưu điểm vốn có
của phương pháp ARDL, kỹ thuật NARDL đồng liên kết cho phép kết hợp các hiệu
ứng ngắn hạn lẫn dài hạn của thay đổi tỷ giá lên cán cân thương mại, giúp xác minh
hiệu ứng đường cong J thông qua một phương trình hồi quy duy nhất. Phương pháp
NARDL đã được áp dụng để kiểm tra giả thuyết đường cong J trong một số nghiên
cứu gần đây (ví dụ Bahmani-Oskooee và Fariditavana, 2016; Bahmani-Oskooee và
cộng sự, 2016; Bahmani-Oskooee và Saha, 2017; Ari và cộng sự, 2019).
1.6. Kết cấu nghiên cứu
Phần còn lại của nghiên cứu được tiến hành như sau. Tác giả trình bày các lý
thuyết cơ bản về điều kiện Marshall-Lerner, hiệu ứng đường cong J nhằm giải thích
mối quan hệ dài hạn lẫn ngắn hạn giữa tỷ giá và cán cân thương mại; cùng các nghiên
cứu thực nghiệm có liên quan trong Phần 2; mô tả mô hình và phương pháp nghiên
cứu trong Phần 3. Kết quả thực nghiệm được cung cấp trong Phần 4. Cuối cùng, Phần
5 đưa ra các kết luận và hàm ý chính sách.


10

PHẦN 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC
NGHIỆM
2.1. Lý thuyết nền tảng của hiệu ứng tỷ giá lên cán cân thương mại
2.1.1. Tác động dài hạn, điều kiện Marshall-Lerner
Hiểu rõ làm thế nào thay đổi tỷ giá hối đoái và giá cả ảnh hưởng đến mẫu hình
thương mại quốc tế của một quốc gia có ý nghĩa thực tiễn vô cùng to lớn. Điều này lại

càng quan trọng, đặc biệt là trong việc đánh giá hiệu quả của các chính sách nhằm cải
thiện cán cân thương mại của một quốc gia thông qua việc phá giá (mất giá) đồng nội
tệ. Nhìn chung, sự mất giá của đồng nội tệ dẫn đến tăng giá nhập khẩu và giảm giá
xuất khẩu. Điều này, đến lượt, làm giảm số lượng nhập khẩu và tăng số lượng xuất
khẩu và cuối cùng, làm cải thiện cán cân thương mại và tài khoản vãng lai. Abel và
Bernanke (2005) nhấn mạnh tầm quan trọng của độ co giãn khi chúng tiết lộ mức độ
phản ứng của một biến khi một biến khác thay đổi. Tác động của sự mất giá tiền tệ lên
việc cải thiện cán cân thương mại phụ thuộc chính vào độ co giãn của xuất khẩu và
nhập khẩu bên cạnh nhiều yếu tố quan trọng khác. Tuy nhiên, vị thế tài khoản thương
mại của một quốc gia được biểu thị bằng số tiền nhận được từ xuất khẩu và số tiền
thanh toán cho nhập khẩu. Do đó, việc cải thiện cán cân thương mại sau khi định giá
thấp tiền tệ không chỉ phụ thuộc vào sự thay đổi về số lượng nhập khẩu và xuất khẩu,
mà còn phụ thuộc vào cả giá cả của chúng. Điều này là do giá cả đóng một vai trò lớn
trong các quyết định của cá nhân đối với cầu và cung hàng hóa. Trong lĩnh vực thương
mại quốc tế, điều kiện theo đó sự mất giá tiền tệ có thể dẫn đến sự cải thiện hoặc làm
xấu đi tài khoản thương mại của một quốc gia được giải thích bởi điều kiện MarshallLerner. Điều kiện này phát biểu rằng sự mất giá sẽ cải thiện cán cân thương mại nếu
tổng độ co giãn giá của cầu xuất khẩu và nhập khẩu (được đo bằng giá trị tuyệt đối)
lớn hơn 1 (Appleyard và Field, 1986). Tác giả sẽ trình bày điều kiện Marshall-Lerner
dưới dạng toán học, dựa theo nghiên cứu của Davidson (2009). Thứ nhất, cán cân
thương mại, là giá trị xuất khẩu trừ hàng nhập khẩu, được định nghĩa là:


11

(2.1)

N = X − M. e,

trong đó, N là xuất khẩu ròng, tương đương cán cân thương mại, e là giá của một đơn
vị ngoại tệ tính theo nội tệ, X và M lần lượt là xuất khẩu và nhập khẩu. Lấy vi phân

phương trình (2.1) theo biến e thu được:
∂N
∂X
∂M
=
−e
− M,
∂e
∂e
∂e

(2.2)

chia 2 vế của phương trình (2.2) cho X thu được:
∂N 1 ∂X 1 e ∂M M
. =
. −
− ,
∂e X ∂e X X ∂e X

(2.3)

giả sử nền kinh tế đang ở trạng thái cân bằng, trong đó xuất khẩu bằng nhập khẩu,
phương trình (2.1) có thể được viết lại thành:
(2.4)

X = M. e,
thay vào phương trình (2.3) thu được:
∂N 1 ∂X 1
e ∂M

M
. =
. −
−
,
∂e X ∂e X M. e ∂e M. e

(2.5)

đơn giản phương trình (2.5) thu được:
∂N 1 ∂X 1 1 ∂M 1
. =
. −
− ,
∂e X ∂e X M ∂e e

(2.6)

nhân 2 vế phương trình (2.6) bởi e, thu đươc:
∂N e ∂X e 𝑒 ∂M
. =
. −
− 1,
∂e X ∂e X M ∂e

(2.7)

phương trình (2.7) có thể được viết dưới dạng sau:
∂N e
. =n

∂e X
trong đó, n

và n

−n

− 1,

(2.8)

lần lượt đại diện cho độ co giãn của xuất khẩu và nhập khẩu

tương ứng với tỷ giá hối đoái.


12

Để cán cân thương mại được cải thiện, tổng độ co giãn của xuất khẩu và nhập
khẩu phải lớn hơn một để đáp ứng điều kiện của Marshall-Lerner. Davidson (2009)
cho rằng nếu điều này là đúng, phía bên trái của phương trình (2.8) phải dương. Trong
trình bày toán học, điều này có nghĩa là:
n

−n

−1>0 ⇒n

−n

> 1,

và có thể được viết lại là:
|n | + |n

|>1

(2.9)

Erich và cộng sự (2009) chỉ ra rằng trong ngắn hạn, độ co giãn cầu nhỏ hơn đáng
kể (không co giãn), do đó, điều kiện Marshall-Lerner không được thỏa mãn. Điều này
là do trong ngắn hạn, thay đổi giá có rất ít tác động, nếu có, lên số lượng hàng hóa
được yêu cầu khi người tiêu dùng mất thời gian để thay đổi sở thích của mình; ví dụ,
nếu xuất khẩu co giãn theo giá, giá xuất khẩu giảm sẽ thấy lượng cầu xuất khẩu tăng
với tốc độ nhanh hơn giá xuất khẩu, do đó dẫn đến tăng thu nhập xuất khẩu. Tương tự
như vậy, khi nhập khẩu co giãn theo giá, giá nhập khẩu tăng làm giảm lượng cầu và
giá trị nhập khẩu. Sự gia tăng giá trị xuất khẩu cùng với sự sụt giảm giá trị nhập khẩu
giúp cải thiện cán cân thương mại. Tuy nhiên, như đã chỉ ra trước đó, điều này không
đúng trong ngắn hạn nhưng có thể xảy ra trong dài hạn. Salvatore (2007) giải thích
thêm rằng khi tổng (về mặt tuyệt đối) độ co giãn theo giá của cầu nhập khẩu và xuất
khẩu là:


bằng 1, cho thấy rằng cán cân thương mại không thay đổi khi tỷ giá hối đoái

thay đổi; điều đó có nghĩa là chính sách phá giá tiền tệ không hiệu quả vì nó không
ảnh hưởng đến cán cân thương mại;


ít hơn 1, cho thấy rằng cán cân thương mại không ổn định và sự mất cân bằng

mở rộng; ngụ ý rằng sự mất giá tiền tệ là không hiệu quả trong việc cải thiện cán cân
thương mại;


lớn hơn 1, cho thấy rằng cán cân thương mại ổn định và thu hẹp sự mất cân

bằng, ngụ ý rằng sự mất giá tiền tệ có hiệu quả trong việc cải thiện cán cân thương
mại.


13

2.1.2. Tác động ngắn hạn, hiệu ứng đường cong J
Về mặt lý thuyết, khi đồng tiền yếu hơn có xu hướng thúc đẩy xuất khẩu và
không khuyến khích nhập khẩu, dẫn đến sự cải thiện trong cán cân thương mại.Có
nhiều lý do để dự đoán sự suy giảm trong cán cân thương mại lúc ban đầu vì thực tế là
độ co giãn của cung và cầu có thể khác nhau trong ngắn hạn so với dài hạn. Sự khác
biệt về độ co giãn này nằm sau lý thuyết đường cong J được phát triển bởi Magee
(1973). Lý thuyết cho thấy rằng có một khoảng thời gian trễ trước khi khối lượng nhập
khẩu và xuất khẩu có thể phản ứng với những thay đổi cụ thể phát sinh từ biến động tỷ
giá hối đoái. Khi đồng nội tệ suy yếu, cán cân thương mại được cho là sẽ xấu đi lúc
ban đầu và cải thiện sau đó, dẫn đến một mẫu hình giống với chữ cái J, do đó có tên là
đường cong J (Bahmani-Oskooee và Ratha, 2004). Salvatore (2007) lập luận rằng sự
suy giảm trong cán cân thương mại là do xu hướng giá nhập khẩu tăng nhanh hơn giá
xuất khẩu ngay sau khi phá giá tiền tệ, trong khi số lượng chỉ thay đổi bởi một biên độ
nhỏ. Số lượng nhập khẩu và xuất khẩu mất một thời gian để điều chỉnh, chủ yếu là do
hầu hết các bên tham gia vào quá trình giao dịch đã ký kết các hợp đồng ràng buộc cố
định, khiến số lượng hầu như không đổi hoặc thay đổi không đáng kể trong thời gian
ngắn (Magee, 1973). Ngoài ra, người tiêu dùng có thể mất thời gian để điều chỉnh

trước khi có thể thay đổi sở thích của mình sau khi thay đổi giá. Tác động của thay đổi
tỷ giá hối đoái lên thương mại hàng hóa sau đó trở nên rõ ràng khi các hợp đồng mới
được ký kết và chỉ sau đó, tác động đầy đủ của thay đổi tỷ giá lên cán cân thương mại
mới trở nên rõ ràng. Vì những lý do này, trong ngắn hạn, một quốc gia phá giá tiền tệ
có thể trải qua sự gia tăng giá nhập khẩu và giảm giá xuất khẩu, cùng với đó có thể
làm xấu đi cán cân thương mại. Chính vì những lý do như vậy mà Yazici (2008) kết
luận rằng trong ngắn hạn, những thay đổi trong dòng chảy thương mại phản ánh những
thay đổi về giá tương đối, một phần là do bước đi tỷ giá hối đoái.
Tuy nhiên, trong dài hạn, đồng nội tệ mất giá có thể thúc đẩy khối lượng xuất
khẩu và dẫn đến giá trị thu nhập xuất khẩu cao, đồng thời, nhập khẩu ít hơn, do đó cải
thiện cán cân thương mại. Do đó Yazici (2008) kết luận rằng dài hạn bị chi phối bởi
những thay đổi về số lượng vật lý (physical quantity) của hàng hóa. Tác giả sẽ áp dụng


14

phân tích của Salvatore (2007) và Abel và Bernanke (2005) để minh họa hiệu ứng
đường cong J với Hình 2.1 cho thấy biểu diễn đồ họa của đường cong J. Trục tung đo
lường cán cân thương mại, khi trên 0, cho thấy thặng dư thương mại và dưới 0 phản
ánh thâm hụt thương mại. Trục hoành cho thấy khoảng thời gian.Giả định rằng các nhà
hoạch định chính sách trong nền kinh tế quyết định phá giá đồng nội tệ để thu hẹp
hoặc loại bỏ thâm hụt cán cân thương mại. Phá giá sẽ dẫn đến tăng giá hàng nhập khẩu
và giảm giá xuất khẩu. Điều này làm cho hàng nhập khẩu đắt hơn và xuất khẩu rẻ hơn
so với trước khi đồng tiền bị mất giá. Cuộc thảo luận về điều kiện Marshall-Lerner cho
thấy trong ngắn hạn, cầu số lượng tương đối không co giãn với các thay đổi giá, do đó,
giá trị nhập khẩu có thể tăng (do giá nhập khẩu tăng) ngay cả khi lượng nhập khẩu
giảm hoặc không thay đổi, làm cho cán cân thương mại xấu đi từ điểm A đến điểm B
trong Hình 2.1. Tuy nhiên, Salvatore (2007) chỉ ra rằng về lâu dài người mua và người
bán bắt đầu điều chỉnh theo giá xuất nhập khẩu mới sau khi phá giá tiền tệ. Những
điều chỉnh như vậy sẽ dẫn đến độ co giãn tăng lên khi các hợp đồng mới được ký kết.

Điều này có thể dẫn đến sự phục hồi cầu nước ngoài đối với các sản phẩm sản xuất
trong nước do đồng tiền yếu hơn. Khi điều này chiếm ưu thế, đường cong J trong Hình
2.1 sẽ bắt đầu xu hướng đi lên về phía điểm C, phản ánh sự cải thiện trong tài khoản
thương mại.

Nguồn: Eicher và cộng sự (2009).
Hình 2.1. Minh họa hiệu ứng đường cong J.
Một thiếu sót lớn của đường cong J và điều kiện Marshall-Lerner là cả hai đều
không phân biệt được các điều kiện theo đó cán cân thương mại sẽ cải thiện sau sự mất


15

giá nội tệ trong trường hợp một quốc gia nhỏ và một quốc gia lớn hơn. Trên thực tế,
phản ứng thương mại sẽ khác với một nền kinh tế mở nhỏ như Việt Nam, so với một
nền kinh tế lớn như Mỹ khi tiền tệ của các quốc gia này thay đổi; ví dụ, khi phá giá
tiền tệ làm tăng cầu xuất khẩu, một phần của phá giá được chuyển qua cho người tiêu
dùng nước ngoài tại nước nhập khẩu. Do đó, mức độ thay đổi của giá xuất khẩu trong
nước liên quan đến sự mất giá của đồng nội tệ phụ thuộc vào quy mô nền kinh tế và độ
mở thương mại của nền kinh tế đó.
2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm về kiểm chứng hiệu ứng đường cong J
2.2.1. Các nghiên cứu về mối quan hệ tuyến tính giữa cán cân thương mại và tỷ
giá hối đoái
Một số nghiên cứu thực nghiệm về hiệu ứng đường cong J đã được thực hiện cho
cả các nước phát triển và đang phát triển trong quá khứ, sử dụng những phát triển gần
đây trong mô hình kinh tế theo chuỗi thời gian. Bằng chứng từ thực nghiệm về mối
quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại là không thống nhất. Một số
nghiên cứu của Hernan (1998) cho Columbia và Lal và Lowinger (2002) cho các quốc
gia Nam Á, Bhattari và Armah (2005) cho Ghana và Onafowora (2003) cho Đông Á
đã chứng minh sự tồn tại của mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại

cả trong ngắn hạn và dài hạn. Nhìn chung, bằng chứng thực nghiệm từ các nghiên cứu
này phù hợp với các lý thuyết về phương pháp co giãn đối với cán cân thanh toán và
đặc biệt xác nhận sự tồn tại của đường cong J trong lộ trình điều chỉnh cán cân thương
mại sau khi phá giá tỷ giá hối đoái.Các nghiên cứu khác của Agbola (2004) cho Ghana
và Puah và cộng sự (2008) cho Hiệp hội các quốc gia thành viên Đông Nam Á
(ASEAN) cho rằng mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại là yếu,
không đáng tin cậy hoặc không hiện hữu. Những nghiên cứu này cho rằng mối quan hệ
giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại không có ý nghĩa trong ngắn hạn hoặc dài
hạn.Hầu hết các nghiên cứu được thực hiện về chủ đề này dựa trên phương pháp lý
thuyết co giãn để phân tích cán cân thương mại. Các nghiên cứu khác phân tích tác
động của thay đổi tỷ giá đối với cán cân thương mại bằng cách áp dụng các phương
pháp hấp thụ hoặc tiền tệ. Một số nghiên cứu bao gồm sự kết hợp của bất kỳ hai hoặc


16

cả ba phương pháp lý thuyết trong một mô hình. Phương pháp co giãn phân tích phản
ứng của cả nhập khẩu và xuất khẩu phát sinh từ những thay đổi trong tỷ giá hối đoái.
Cách tiếp cận hấp thụ cố gắng nắm bắt các hiệu ứng thu nhập phát sinh từ sự thay thế
giữa hàng hóa trong và ngoài nước. Trong cách tiếp cận tiền tệ, cán cân thanh toán
được xác định thông qua cung và cầu tiền. Dữ liệu là chuỗi thời gian hàng quý hoặc
hàng năm. Phương pháp kinh tế lượng phổ biến nhất được sử dụng là các kỹ thuật
đồng liên kết để kiểm tra các mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong hầu hết
các nghiên cứu này. Động lực ngắn hạn được kiểm tra bằng cách sử dụng sự khác biệt
của các biến và bởi các hàm phản ứng xung.
Lal và Lowinger (2002) sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian hàng quý từ 1985 đến
1998 đã kiểm tra mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu dụng (NEER) và
cán cân thương mại cho năm quốc gia Nam Á gồm Bangladesh, Ấn Độ, Nepal,
Pakistan và Sri Lanka. Phương pháp tiếp cận đồng liên kết Johansen được sử dụng để
kiểm tra mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Động lực của mô hình được phân tích

bằng mô hình sai số hiệu chỉnh (ECM). Kết quả nghiên cứu cho thấy bằng chứng về
mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại. Mất giá tiền
tệ của năm quốc gia Nam Á dẫn đến sự cải thiện trong cán cân thương mại trong dài
hạn, mặc dù ban đầu đã có sự xấu đi của cán cân thương mại trong ngắn hạn. Kết quả
là sự xác nhận về sự tồn tại của hiệu ứng đường cong J. Do đó, tác động ban đầu của
phá giá là làm giảm cán cân thương mại, nhưng cuối cùng cán cân thương mại được
cải thiện. Có sự khác biệt đáng kể về thời gian giữa phá giá và cải thiện cán cân
thương mại giữa các quốc gia Nam Á được khảo sát. Phải mất từ hai đến năm quý
trước khi cán cân thương mại có thể cải thiện sau khi phá giá ở các quốc gia khác
nhau. Sự khác biệt về thời gian được quy cho mức độ mất cân bằng tỷ giá hối đoái ở
mỗi quốc gia trước khi điều chỉnh. Các quốc gia có chính sách tỷ giá và thương mại
tương đối cởi mở hơn đòi hỏi thời gian điều chỉnh ngắn hơn.
Một nghiên cứu thực nghiệm của Bhattari và Armah (2005) cho Ghana đã tìm
thấy kết quả tương tự đối với hiệu ứng đường cong J. Nghiên cứu ước tính các hàm
xuất khẩu và nhập khẩu riêng biệt của nền kinh tế Ghana. Trong mỗi hàm số, tỷ giá hối


17

đoái được đưa vào như một biến độc lập. Các hệ số tỷ giá hối đoái từ mỗi hàm số sau
đó được tổng hợp để đánh giá xem chúng có đáp ứng điều kiện Marshal-Lerner về mất
giá dẫn đến cải thiện cán cân thương mại hay không. Ngoài tỷ giá hối đoái thực, mô
hình thu được ảnh hưởng của thu nhập trong và ngoài nước đối với cán cân thương
mại. Dữ liệu là chuỗi thời gian hàng năm từ 1970 đến 2000. Mối quan hệ ngắn hạn và
dài hạn giữa các biến được kiểm tra bằng cách sử dụng các thủ tục Johansen (ECM) và
Engle và Granger (1987). Kết quả cho thấy sự mất giá của đồng tiền Ghana đã cải
thiện cán cân thương mại trong dài hạn, nhưng không phải trong ngắn hạn. Do đó, điều
kiện Marshal-Lerner về phá giá dẫn đến cải thiện cán cân thương mại không được tìm
thấy trong ngắn hạn và trung hạn mà là trong dài hạn. Do đó, sau khi mất giá tiền tệ,
cán cân thương mại ban đầu xấu đi trước khi cải thiện trong thời gian dài. Tổng giá trị

của độ co giãn ngắn hạn của xuất khẩu và nhập khẩu là 0,333, thấp hơn đơn vị yêu cầu
về phá giá để dẫn đến cải thiện cán cân thương mại. Nghiên cứu cũng chứng minh
rằng sự mất giá 10% của đồng tiền Ghana dẫn đến xuất khẩu tăng 7,2% và giảm
4,68% nhập khẩu trong dài hạn. Tổng giá trị của độ co giãn cho xuất khẩu và nhập
khẩu hầu như không đáp ứng điều kiện Marshal-Lerner ngay cả trong dài hạn. Từ đó,
rút ra kết luận rằng lợi ích từ mất giá ngay cả trong dài hạn có thể là nhỏ. Nhìn chung,
nghiên cứu này phù hợp với các dự đoán lý thuyết về phương pháp co giãn đối với cán
cân thanh toán.
Agbola (2004) trong một nghiên cứu khác ở Ghana đã sử dụng phép đồng liên
kết đa biến ước lượng hợp lý cực đại Johansen (MLE) cho dữ liệu hàng năm từ 1970
đến 2002 và tìm thấy kết quả hơi khác so với Bhattari và Armah (2005) cho Ghana.
Nghiên cứu đã sử dụng phương pháp bình phương tối thiểu thông thường StockWatson để ước tính cả hệ số ngắn hạn và dài hạn của các biến số chính ảnh hưởng đến
cán cân thương mại. Bình phương tối thiểu thông thường Stock-Watson được chọn ở
chỗ nó không chỉ nắm bắt được tính năng động của mô hình mà còn cho phép độ lệch
đồng thời (simultaneity bias). Các biến trong mô hình bao gồm tỷ giá hối đoái danh
nghĩa, lãi suất trong nước, lãi suất nước ngoài, cung tiền trong và ngoài nước, thu nhập
trong và ngoài nước. Theo kết quả, sự mất giá của tỷ giá hối đoái làm giảm cán cân
thương mại cho Ghana trong ngắn hạn. Các kết quả ngắn hạn tương tự như kết quả của


18

một nghiên cứu của Bhattari và Armah (2005) cho Ghana. Tuy nhiên, về lâu dài, mất
giá tỷ giá hối đoái có tác động tiêu cực đến cán cân thương mại của Ghana. Các kết
quả dài hạn tương phản với kết quả của Bhattari và Armah (2005) đối với Ghana trong
đó mát giá tỷ giá hối đoái dẫn đến cải thiện cán cân thương mại. Do đó, chặng đường
thời gian điều chỉnh cán cân thương mại sau mất giá không tuân theo lý thuyết đường
cong J. Động lực điều chỉnh dường như tuân theo lý thuyết đường cong M. Mất giá
của tỷ giá hối đoái dường như có tác động ngay lập tức tối thiểu đến tỷ giá hối đoái.
Việc giảm cán cân thương mại cuối cùng có hiệu lực khoảng một năm sau khi phá giá.

Cán cân thương mại được cải thiện trong năm tiếp theo trước khi cuối cùng điều chỉnh
theo hướng cân bằng dài hạn. Điều quan trọng cần lưu ý là bằng chứng thực nghiệm từ
hai nghiên cứu liên quan đến Ghana bao gồm dữ liệu khi giá trong nước, tỷ giá hối
đoái, nhập khẩu và xuất khẩu được kiểm soát chặt chẽ, trong thời gian dài của chính
phủ. Điều này đặt ra câu hỏi về việc liệu có thể vượt qua các tác động của thay đổi tỷ
giá để đăng ký đủ số lượng của cả xuất khẩu và nhập khẩu trong các điều kiện như
vậy. Không có bằng chứng trong cả hai nghiên cứu cho thấy sự thay đổi cấu trúc đối
với nền kinh tế Ghana vào đầu những năm 1990 đã được kiểm soát đầy đủ trong cả hai
nghiên cứu.
Một nghiên cứu khác của Hernan (1998) cho thấy tỷ giá hối đoái đóng vai trò
quan trọng trong việc xác định cán cân thương mại cho Columbia. Hernan đã sử dụng
phương pháp của Johansen và Juselius, để ước tính các hệ thống đồng liên kết đa biến.
Mô hình đã nắm bắt được các hiệu ứng của ba phương pháp tiếp cận cán cân thanh
toán: co giãn, hấp thụ và tiền tệ. Dữ liệu là chuỗi thời gian hàng quý từ năm 1979 đến
năm 1995. Theo kết quả đồng liên kết, có mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa tỷ giá hối
đoái thực và cán cân thương mại. Mất giá tiền tệ có hiệu quả trong việc cải thiện cán
cân thương mại cả trong ngắn hạn và dài hạn. Bất kỳ sự mất cân bằng nào trong cán
cân thương mại đã được điều chỉnh với tốc độ 7% mỗi quý. Ước tính hệ số tỷ giá hối
đoái cho thấy sự mất giá 1% của tiền tệ dẫn đến sự cải thiện 1% cán cân thương mại
trong dài hạn. Do đó, trong trường hợp của Columbia, điều kiện của Marshal-Lerner
về mất giá dẫn đến cải thiện cán cân thương mại đã được đáp ứng cả trong ngắn hạn và
dài hạn. Quá trình điều chỉnh của cán cân thương mại sau mất giá không tuân theo


19

đường cong J. Cần phải có một phân tích chặt chẽ hơn về động lực ngắn hạn bởi hàm
phản ứng xung để có được cái nhìn sâu sắc hơn về quá trình điều chỉnh. Một nghiên
cứu của Puah và cộng sự (2008) đã điều tra mối quan hệ của tỷ giá hối đoái với cán
cân thương mại cho các nước thành viên ASEAN-5 gồm Indonesia, Malaysia,

Philippines, Singapore và Thái Lan. Vào cuối những năm 1980 và đầu những năm
1990, các quốc gia này đã tiến hành các cải cách tự do hóa mở của nền kinh tế trong
nước cho thương mại và đầu tư quốc tế. Do kết quả của những cải cách này, các quốc
gia này đã trải qua sự tăng trưởng nhanh chóng trong thu nhập quốc dân, điều này
được thúc đẩy bởi xuất khẩu chủ yếu sang Mỹ và các nước châu Âu. Tác động của tỷ
giá hối đoái đối với cán cân thương mại đã được phân tích liên quan đến Mỹ ở tất cả
các quốc gia này. Mỹ là đối tác thương mại lớn của tất cả các quốc gia này trong thời
gian nghiên cứu được thực hiện. Các quốc gia này thường được Ngân hàng Thế giới
và IMF trích dẫn là những ví dụ thành công của cải cách tự do hóa kinh tế. Dữ liệu là
chuỗi hàng năm từ năm 1970 đến 2004. Có những thay đổi lớn trong khung chính sách
kinh tế của các quốc gia này trong giai đoạn đó. Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và
các biến số đã được kiểm tra bằng cách sử dụng kỹ thuật đồng liên kết sai số hiệu
chỉnh Johansen-Juselius (1990). Kết quả cho thấy thay đổi tỷ giá chỉ ảnh hưởng đến
cán cân thương mại trong ngắn hạn. Về lâu dài, mối quan hệ của tỷ giá hối đoái và cán
cân thương mại là không đáng kể. Đối với Indonesia, không có mối quan hệ giữa tỷ
giá hối đoái và cán cân thương mại ngay cả trong ngắn hạn. Do các biến không đồng
liên kết, nên mô hình vectơ tự hồi quy tiêu chuẩn (VAR) đã được sử dụng để phân tích
các mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến. Thử nghiệm nhân quả Granger đã được sử
dụng để phân tích hướng ảnh hưởng giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại. Theo
kết quả kiểm tra nhân quả, tỷ giá hối đoái gây tác động Granger lên cán cân thương
mại. Không có bằng chứng để hỗ trợ cán cân thương mại tác động nhân quả Granger
lên tỷ giá hối đoái. Ngoại trừ Indonesia, quan hệ nhân quả đối với các nước ASEAN-5
là từ tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại chứ không phải theo hướng ngược lại.
Một số giải thích có thể được đưa ra về vai trò hạn chế của tỷ giá hối đoái trong việc
ảnh hưởng đến các vị thế cán cân thương mại dài hạn của các nước ASEAN-5. Một
trong những lời giải thích có thể là hầu hết các quốc gia trong ASEAN-5 đã quản lý


20

các chế độ tỷ giá thả nổi. Người ta tuyên bố rằng các chế độ thả nổi có quản lý có thể
tạo ra sự sai lệch trong thị trường ngoại hối, làm suy yếu vai trò của tỷ giá hối đoái
trong việc xác định dòng chảy thương mại. Sự sai lệch này tạo ra các rào cản cơ chế
truyền dẫn tỷ giá hối đoái đếncán cân thương mại. Một cách giải thích khác là cán cân
thương mại của các quốc gia này chủ yếu được thúc đẩy bởi nhu cầu xuất khẩu chứ
không phải giá tương đối thông qua tỷ giá hối đoái. Yếu tố khác có thể là tăng năng
suất chi phối tổn thất trong khả năng cạnh tranh phát sinh từ sự tăng giá của tiền tệ,
đến mức mà xuất khẩu tổng thể tăng. Một nguồn tiềm năng trong nghiên cứu này là
không tính đến những thay đổi cơ cấu của các nền kinh tế của các quốc gia khác nhau.
Điều này có thể được nhắc nhiều trong nhiều nghiên cứu khác: những biến đổi lớn
trong nền kinh tế của các quốc gia, đặc biệt là những nghiên cứu liên quan đến nền
kinh tế thay đổi từ kiểm soát sang định hướng thị trường.
Kết luận của Puah và cộng sự (2008) đối với các nước thành viên ASEAN-5 gồm
Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore và Thái Lan không phù hợp với nghiên
cứu của Onafowora (2003) cho ba nước ASEAN là Thái Lan, Malaysia và Indonesia.
Nghiên cứu được thực hiện bởi Onafowora (2003) đã sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian
hàng quý trong giai đoạn 1980Q1 đến 2001Q4. Tác động của thay đổi tỷ giá đã được
nghiên cứu theo thương mại song phương giữa từng quốc gia với Mỹ và Nhật Bản
bằng cách sử dụng phương pháp đồng liên kết và ECM khi coi tất cả các biến trong mô
hình là có khả năng nội sinh. Động lực ngắn hạn được phân tích bằng cách sử dụng
hàm phản ứng xung, cho thấy phản ứng của cán cân thương mại trước sự mất giá 1 sai
số chuẩn của tỷ giá hối đoái. Một biến giả được đưa vào mô hình cho thấy cuộc khủng
hoảng tài chính châu Á năm 1997 có tác động tiêu cực đáng kể đến cán cân thương
mại của ba nước ASEAN này. Các thử nghiệm độ ổn định cho thấy các ước tính tham
số là đáng tin cậy mặc dù các sự kiện lớn trong giai đoạn mẫu đã ảnh hưởng đến các
biến được đưa vào mô hình. Kết quả đồng liên kết cho thấy có mối quan hệ dài hạn
giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại song phương cho ba nước ASEAN. Mất giá
tiền tệ của ba nước ASEAN dẫn đến cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn. Trong
ngắn hạn, sự mất giá của các loại tiền tệ của Indonesia và Malaysia đã dẫn đến sự xấu
đi của các cán cân thương mại song phương với Mỹ và Nhật Bản. Đối với Indonesia,

21

tình trạng xấu đi kéo dài tới 3 quý sau đó là sự cải thiện trong cán cân thương mại. Đối
với cả Malaysia và Indonesia, hiệu ứng đường cong J được quan sát thấy trong thương
mại song phương với Mỹ và Nhật Bản. Đối với Thái Lan, hiệu ứng đường cong J được
quan sát chỉ liên quan đến quan hệ thương mại song phương với Mỹ. Suy thoái cán cân
thương mại song phương giữa Thái Lan với Mỹ kéo dài tới 3 quý sau khi phá giá trước
khi cuối cùng được cải thiện. Mô hình phản ứng của cán cân thương mại đối với thay
đổi tỷ giá hối đoái phù hợp với hiệu ứng đường cong J. Đối với Nhật Bản, cán cân
thương mại Thái Lan đã cải thiện sau khi phá giá ngay cả trong ngắn hạn. Do đó, phản
ứng của cán cân thương mại Thái Lan đối với Nhật Bản không tuân theo đường cong
J. Việc phân chia dữ liệu giúp cung cấp một phân tích chi tiết về cách cán cân thương
mại phản ứng với từng đối tác thương mại của một quốc gia. Điều này thừa nhận thực
tế là một số đối tác thương mại của một quốc gia tương đối quan trọng hơn các quốc
gia khác và việc tổng hợp dữ liệu, đặc biệt đối với các quốc gia có một hoặc hai đối tác
thương mại tương đối lớn có thể dẫn đến kết quả sai lệch.
Bahmani-Oskooee và Ratha (2007) điều tra ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái lên cán
cân thương mại của Thụy Điển. Mục tiêu chính của nghiên cứu là điều tra xem liệu
đường cong Jcó tồn tại ở dữ liệu phân tách song phương giữa Thụy Điển và 17 đối tác
thương mại hay không, sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian hàng quý từ 1980 đến 2005.
Dữ liệu được phân chia theo nghĩa là có một phân tích riêng đối với từng đối tác
thương mại của Thụy Điển. Mô hình thực tế cũng nắm bắt những ảnh hưởng của thu
nhập trong và ngoài nước đối với cán cân thương mại. Các tác động ngắn hạn và dài
hạn của thay đổi tỷ giá hối đoái được phân tích theo phương pháp kiểm định đường
baotừ mô hình ARDL. Ở cấp độ song phương, bằng chứng về mối quan hệ ngắn hạn
giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại đã được tìm thấy ở 14 trong số 17 đối tác
thương mại của Thụy Điển. Nhưng bằng chứng của đường cong J chỉ được tìm thấy
trong mối quan hệ song phương với 5 quốc gia Áo, Đan Mạch, Ý, Hà Lan và Anh.

Trong 5 mối quan hệ thương mại song phương khác của Thụy Điển, hiệu ứng tiêu cực
ngắn hạn của mất giá tiền tệ dường như vẫn tồn tại ngay cả trong dài hạn. Nhìn chung,
sự mất giá của đồng tiền Thụy Điển đã dẫn đến sự cải thiện dài hạn trong cán cân
thương mại.


22

Một nghiên cứu khác của Stucka (2004) phân tích tác động của thay đổi tỷ giá
hối đoái thực đối với cán cân thương mại của Croatia. Nghiên cứu này sử dụng ba biến
thể của mô hình ARDL được phát triển bởi Pesaran và cộng sự (1996), Bewley (1979)
và Wickens và Breusch (1988) để kiểm tra sự đồng liên kết và động lực ECM ngắn
hạn giữa các biến. Dữ liệu chuỗi thời gian hàng quý được sử dụng từ năm 1994 đến
2002. Cán cân thương mại là tổng hợp tỷ lệ xuất khẩu và nhập khẩu của 6 đối tác
thương mại lớn của Croatia. Khoảng 55% tổng giao dịch của Croatia là với sáu đối tác
thương mại lớn này. Nhìn chung, hoán vị của ba phương pháp ARDL và hai thước đo
năng lực cạnh tranh mang lại kết quả tương tự về mối quan hệ của tỷ giá hối đoái thực
với cán cân thương mại. Mất giá tỷ giá hối đoái thực của Croatia có hiệu quả trong
việc cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn. Tuy nhiên, trong ngắn hạn do ảnh
hưởng của hiệu ứng đường cong J, cán cân thương mại ban đầu xấu đi. Suy giảm cán
cân thương mại sau khi mất giá trung bình lên đến một quý trước khi cải thiện. Tính
trung bình, cải thiện cán cân thương mại từ 0,94 đến 1,3% là do sự mất giá dai dẳng
1% trong tỷ giá hối đoái.
Các nghiên cứu cho Việt Nam cũng tương đối đa dạng. Nghiên cứu gần đây của
Le Hoang Phong và cộng sự (2017) xác minh sự tồn tại của các tác động ngắn hạn và
dài hạn của tỷ giá hối đoái thực lên cán cân thương mại tại Việt Nam bằng cách sử
dụng phương pháp tự hồi quy phân phối trễ (ARDL), sử dụng dữ liệu theo quý trong
giai đoạn từ 2000Q1 đến 2015Q4. Trong ngắn hạn, mô hình sai số hiệu chỉnh (ECM)
dựa trên phương pháp ARDL chỉ ra rằng phá giá thực nội tệ có tác động tiêu cực đến
cán cân thương mại; trong dài hạn, phá giá thực nội tệ có tác động tích cực đến cán cân

thương mại, hàm ý sự hiện diện của mẫu hình đường cong J tại Việt Nam, vốn cũng
được xác nhận trong hàm phản ứng đẩy (IRF). Thi Xuan Thom (2017) phân tích các
bước đi của tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại trong giai đoạn 2001-2015 và điều
tra xem liệu sự mất giá sẽ ảnh hưởng cán cân thương mại theo mẫu hình hiệu ứng
đường cong J hay không. Phát hiện của nghiên cứu là sau khi mất giá, cán cân thương
mại xấu đi trong hai quý đầu tiên và sau đó bắt đầu cải thiện cho đến quý thứ sáu. Sau
sáu quý, cán cân thương mại lại rơi vào tình trạng thâm hụt và tiếp tục tăng giảm đột
ngột. Với các câu trả lời được minh họa từ phân tích, phản ứng cán cân thương mại