(Luận văn thạc sĩ) nghiên cứu hiệu ứng đường cong j đối với nền kinh tế việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH
------oOo------

NGUYỄN HẢI THIÊN

NGHIÊN CỨU HIỆU ỨNG ĐƯỜNG CONG J
ĐỐI VỚI NỀN KINH TẾ VIỆT NAM
Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng
Mã số:

60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
Người hướng dẫn khoa học: PGS. TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA

TP.Hồ Chí Minh - Năm 2013


i

LỜI CẢM ƠN

Trước hết tác giả xin gửi lời cám ơn chân thành đến người hướng dẫn
khoa học, PGS. TS. Nguyễn Thị Liên Hoa, về những ý kiến đóng góp, những
chỉ dẫn có giá trị giúp tác giả hồn thành luận văn.
Tác giả xin gửi lời cám ơn đến gia đình, đồng nghiệp và bạn bè đã hết lịng
ủng hộ và động viên tác giả trong suốt thời gian thực hiện luận văn này.

Tp. Hồ Chí Minh, tháng 9 năm 2013
Tác giả

Nguyễn Hải Thiên


ii

LỜI CAM ĐOAN

Tác giả xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của riêng tác giả với sự
giúp đỡ của Cô hướng dẫn và những người mà tác giả đã cảm ơn. Số liệu thống
kê được lấy từ nguồn đáng tin cậy, nội dung và kết quả nghiên cứu của luận văn
này chưa từng được công bố trong bất cứ cơng trình nào cho tới thời điểm hiện
nay.

Tp. Hồ Chí Minh, ngày 24 tháng 09 năm 2013
Tác giả
Nguyễn Hải Thiên


iii

MỤC LỤC
LỜI CẢM ƠN ..............................................................................................................i
LỜI CAM ĐOAN....................................................................................................... ii
MỤC LỤC................................................................................................................. iii
DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT...................................................................................v
DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ .....................................................................vi
TĨM TẮT ...................................................................................................................1
1

Giới thiệu ..............................................................................................................2

2

Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây .......................................................4

3

Phương pháp nghiên cứu.......................................................................................9
3.1

Phương pháp nghiên cứu. ...............................................................................9

3.2

Dữ liệu nghiên cứu..........................................................................................9

3.2.1

Tính tỷ số xuất nhập khẩu.......................................................................10

3.2.2

Tính tỷ giá thực đa phương.....................................................................10

3.2.2.1 Chọn rổ tiền tệ đặc trưng .....................................................................10
3.2.2.2 Điều chỉnh chỉ số tiêu dùng CPI về kỳ gốc..........................................10
3.2.2.3 Tính chỉ số tỷ giá danh nghĩa song phương.........................................10
3.2.2.4 Tính tỷ trọng thương mại.....................................................................11
3.2.2.5 Tính tỷ giá thực đa phương..................................................................11
3.2.3

3.3

4

Tính GDP nước ngồi.............................................................................12

Mơ hình sử dụng ...........................................................................................12

3.3.1

Mơ hình hồi quy phương trình đồng liên kết. .........................................12

3.3.2

Mơ hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM).............................................13

3.3.3

Hàm phản ứng xung (IRF)......................................................................14

3.3.4

Phân rã phương sai..................................................................................14

Nội dung và kết quả nghiên cứu. ........................................................................15
4.1

Kiểm định tính dừng của biến.......................................................................15

iv

5

4.2

Xác định độ trễ tối ưu ...................................................................................16

4.3

Kiểm định đồng liên kết................................................................................16

4.4

Mơ hình hồi quy phương trình đồng liên kết ................................................17

4.5

Mơ hình vector hiệu chỉnh sai số VECM......................................................20

4.6

Hàm phản ứng xung (IRF) ............................................................................24

4.7

Phân rã phương sai........................................................................................25

Kết luận. ..............................................................................................................26
5.1

Kết quả nghiên cứu chính .............................................................................26

5.2

Định hướng các chính sách ...........................................................................28

5.3

Các hạn chế của mơ hình và hướng phát triển trong tương lai .....................29

TÀI LIỆU THAM KHẢO ....................................................................................30
PHỤ LỤC..............................................................................................................31


v

DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT
Chữ viết tắt

Tiếng Anh

Tiếng Việt

ARDL

Autoregressive distributed

Phân bổ trễ tự hồi quy

lag
CPI

Consumer Prices

Chỉ số giá hàng tiêu dùng

e

Exchange rate ratio

Chỉ số tỷ giá danh nghĩa

E

Export

Giá trị xuất khẩu

VECM

Vector Error Correction

Mơ hình vector hiệu chỉnh sai

Model

số

Gross domestic product

Tổng sản phẩm quốc dân trong

GDP

nước
GDPF

Foreign gross domestic

Tổng sản phẩm quốc dân nước

product

ngoài

I

Import

Giá trị nhập khẩu

IMF

Internationnal monetary

Quỹ tiền tệ quốc tế

Fund
IRF

Impulse Response Funtion

Hàm phản ứng thúc đẩy

LN

Logarit

Logarit tự nhiên

OLS

Ordinary least squares

Phương pháp bình phương bé
nhất

PP

Phillips – Perron

Kiểm định nghiệm đơn vị theo
phương pháp Phillips – Perron

Q

Quater

REER

Real effective exchange Rate Tỷ giá thực đa phương

TB

Trade balance

Quý

Cán cân thương mai (Tỷ số
xuất khẩu trên nhập khẩu)

W

weight

Tỷ trọng thương mại


vi

DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ

Danh mục bảng biểu
Bảng 2.1: Tổng hợp các nghiên cứu trước đây
Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị theo tiêu chuẩn PP.
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định đồng liên kết.
Bảng 4.3: Kết quả xác định độ trễ tối ưu.
Bảng 4.4: Hồi quy phương trình 3.1 xác định mối liên hệ dài hạn giữa các biến.
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định loại biến khơng có ý nghĩa.

Bảng 4.6: Hồi quy phương trình 3.3 xác định mối liên hệ dài hạn giữa các biến
sau khi loại bỏ biến.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định ý nghĩa giải thích của mơ hình.
Bảng 4.8: Kết quả ước lượng mơ hình ECM xác định mối quan hệ ngắn hạn giữa
các biến.
Bảng 4.9: Kết quả phân rã phương sai.
Danh mục hình vẽ
Hình 1.1: Hình thể hiện hiệu ứng đường cong J
Hình 4.1: Phản ứng xung của tỷ giá lên cán cân thương mại


1

TĨM TẮT
Mục tiêu chính của nghiên cứu nhằm tìm hiểu tác động của việc phá giá tiền
tệ lên cán cân thương mại trong ngắn hạn và trong dài hạn. Theo lý thuyết đường
cong J, mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại thay đổi qua thời
gian, và có thể chia thành hai loại đó là quan hệ trong ngắn hạn và quan hệ trong
dài hạn. Trước tiên, một sự giảm giá của nội tệ so với ngoại tệ, tức tỷ giá tăng, sẽ
có ảnh hưởng trực tiếp ngay lên giá cả nhập khẩu. Trong khi đó, giá cả xuất khẩu
chưa chịu sự tác động này. Kết quả là cán cân thương mại, được đo bằng tỷ số
giữa kim ngạch xuất khẩu trên nhập khẩu sẽ suy giảm. Tuy nhiên, qua thời gian,
lượng nhập khẩu sẽ giảm do giá cả nhập khẩu tăng. Đồng thời, giá cả hàng hố
xuất khẩu tính bằng ngoại tệ sẽ giảm, làm tăng tính cạnh tranh trên thị trường
quốc tế, dẫn đến lượng xuất khẩu tăng. Như vậy, trong dài hạn cán cân thương
mại sẽ chuyển biến theo chiều hướng tích cực.
Để kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại tác giả sử
dụng các biến tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu, tỷ giá thực đa phương, tổng thu
nhập quốc dân trong nước và tổng thu nhập quốc dân nước ngoài. Nghiên cứu sử
dụng phương pháp hồi quy phương trình đồng liên kết, mơ hình vector hiệu chỉnh

sai số, hàm phản ứng xung và phân rã phương sai với số liệu được thu thập và
tính tốn từ năm 1999 đến năm 2012.
Kết quả nghiên cứu phát hiện ra tỷ giá thực đa phương tỷ lệ nghịch với tỷ lệ
xuất khẩu trên nhập khẩu, tức khi phá giá tiền tệ thì cán cân thương mại bị giảm
sút. Kết quả kiểm định cho thấy sau khi phá giá tiền tệ thì cán cân thương mại
giảm, sau đó có tăng lên nhưng không tăng bằng mức ban đầu trước khi giảm,
dẫn đến trong dài hạn cán cân thương mại bị giảm và sau khi giảm giá tiền tệ thì
khoảng 8 quý cán cân thương mại mới trở về trạng thái cân bằng mới.


2

1

Giới thiệu
Trong thời đại tồn cầu hóa và hội nhập kinh tế sâu rộng, hoạt động ngoại
thương đã trở thành một bộ phận quan trọng không thể thiếu của mỗi quốc gia.
Tỷ giá hối đoái với tư cách là thước đo tương quan kinh tế giữa một quốc gia với
các nước khác là một cơng cụ chính sách vĩ mơ quan trọng nhằm thực hiện các
mục tiêu như thúc đẩy kinh tế phát triển, kích thích xuất khẩu…Chính vì vậy,
việc điều chỉnh tỷ giá nhằm đạt được những thành quả kinh tế nhất định đã và
đang là vấn đề hết sức quan trọng. Đây cũng là vấn đề được các nhà kinh tế đặc
biệt quan tâm nghiên cứu nhằm tìm ra chính sách điều hành tỷ giá tối ưu nhất
của một quốc gia.
Phá giá tiền tệ là một biện pháp điều chỉnh tỷ giá trong đó nó làm giảm
giá đồng nội tệ, do đó thúc đẩy xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu. Tuy nhiên phá giá
tiền tệ là một quyết định khó khăn và nhạy cảm vì nó ảnh hưởng đến nhiều khía
cạnh khác nhau của hoạt động kinh tế, xã hội. Đồng thời nó cũng là biện pháp
mạnh với nền kinh tế, vì vậy nếu khơng có những biện pháp hợp lý sẽ có thể gây
ra những hậu quả nghiêm trọng. Thực tế này đòi hỏi phải nghiên cứu vấn đề phá

giá một cách kỹ lưỡng cả mặt lý thuyết lẫn thực tiễn.
Phá giá tiền tệ ảnh hưởng trực tiếp đến xuất khẩu và nhập khẩu của một
quốc gia nên một câu hỏi thường được đặt ra cho các nhà kinh tế và hoạch định
chính sách là: “Liệu phá giá tiền tệ có giúp cải thiện tình hình cán cân thương
mại và tài khoản vãng lai”. Lý thuyết về hiệu ứng đường cong J đã trả lời cho
câu hỏi này một cách hợp lý.
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 chữ J


3

Hình 1.1 Hiệu ứng đường cong J

Cán cân vãng lai
Thặng dư (+)

Thời gian
Thâm hụt (-)

Nguyên nhân xuất hiện đường cong J là do trong ngắn hạn hiệu ứng giá
cả có tính trội hơn hiệu ứng số lượng nên làm xấu đi cán cân thương mại, ngược
lại trong dài hạn, hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân
thương mại được cải thiện.
Mục tiêu của bài nghiên cứu để kiểm tra tác động của phá giá tiền tệ đến
cán cân thương mại trong ngắn hạn và trong dài hạn, để xem xét việc phá giá tiền
tệ có thúc đẩy hoạt động thương mại ở Việt Nam như lý thuyết đường cong J nêu
ra hay không, để từ đó đưa ra các khuyến nghị cho chính sách tỷ giá ở Việt Nam
trong thời gian tới. Tác giả kiểm tra hiệu ứng đường cong J ở Việt Nam bằng

cách sử dụng dữ liệu tỷ giá thực đa phương theo quý từ năm 1999 đến năm
2012.
Bài nghiên cứu tập trung giải quyết các câu hỏi sau:
1. Khi tỷ giá tăng thì tác động như thế nào đến tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu?
2. Độ trễ thời gian tác động của việc tăng tỷ giá đến xuất nhập khẩu là bao lâu?


4

Cấu trúc của bài nghiên cứu gồm 5 phần chính:
1. Giới thiệu
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
3. Phương pháp nghiên cứu
4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu
5. Kết luận của nghiên cứu

2

Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
a.

Bài nghiên cứu về hiệu ứng đường cong J ở SERBIA của

PANOECONOMICUS, năm 2010.
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu theo tháng từ tháng 1 năm 2002 đến tháng 9 năm
2007 và sử dụng các biến nghiên cứu là tỷ số thương mại, GDP trong nước và tỷ
giá thực đa phương. Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy phương trình đồng
liên kết JONHASEN và mơ hình phân bổ trễ tự hồi quy (ARDL) để phân tích
trong dài hạn, trong ngắn hạn sử dụng mơ hình điều chỉnh sai số (ECM) và phản
ứng xung từ mơ hình Var.

Kết quả bài viết đã tìm ra được giảm giá tiền tệ làm cải thiện cán cân thương mại
trong dài hạn, và trong ngắn hạn sau khi giảm giá tiền tệ thì cán cân thương mại
giảm nhưng sau đó được cải thiện giống như lý thuyết đường cong J.
Trong dài hạn khi giảm giá tiền tệ 1% thì cán cân thương mại được cải thiện
0.92- 0.95%.
Trong ngắn hạn sau khi giảm giá tiền tệ thì trong 5 tháng đầu tiên cán cân
thương mại sụt giảm, sau đó được cản thiện và đạt trạng thái cân bằng mới sau
hơn 1 năm.
b.

Bài nghiên cứu thực nghiệm về hiệu ứng đường cong J ở ESTONIA,

LATVIA, LITHUANIA và định hướng chính sách của tác giả YUHSING và
BRUNO S.SERGI năm 2009.
Sử dụng dữ liệu theo quý, từ quý 4 năm 2003 đến quý 3 năm 2007 cho
ESTONIA, từ quý 1 năm 1993 đến quý 3 năm 2007 cho LATVIA, từ quý 4 năm


5

1993 đến quý 3 năm 2007 cho LITHUANIA. Bài nghiên cứu sử dụng các biến tỷ
số thương mại, tỷ giá thực song phương của nước nghiên cứu với dollar MỸ,
GDP trong nước của các nước đang nghiên cứu và GDP nước ngồi (MỸ) và sử
dụng mơ hình hồi quy phương trình đồng liên kết và hàm phản ứng xung.
Kết quả nghiên cứu tìm ra hiệu ứng đường cong J đối với ESTONIA, cịn khơng
có hiệu ứng đường cong J cho LATVIA và LITHUANIA.
Đối với ESTONIA sau khi giảm giá tiền tệ thì cán cân thương mại giảm và sau 2
quý thì cán cân thương mại được phục hồi và đạt trạng thái cân bằng sau khoảng
10 tháng.
Đối với LATVIA giảm giá tiền tệ làm ảnh hưởng xấu đến cán cân thương mại,

khi giảm giá tiền tệ sẽ làm cho cán cân thương mại giảm và sau đó phục hồi
nhưng khơng đáng kể.
Đối với LITHUANIA thì giảm giá tiền tệ tác động tích cực đến cán cân thương
mại, sau khi giảm giá tiền tệ thì cán cân thương mại tăng nhanh, sau 3 tháng thì
bắt đẩu giảm và cân bằng sau khoảng 8 tháng.
c.

Bài nghiên cứu tác động ngắn hạn và dài hạn của việc giảm giá tiền tệ

đến thương mại song phương của PAKISTAN và các đối tác thương mại của
MOHSEN BAHMANI-OSKOOEE và JEHANZEB CHEEMA năm 2009.
Bài nghiên cứu sử dụng 13 đối tác thương mại lớn với PAKISTAN với tỷ trọng
thương mại lớn hơn 70%, sử dụng dữ liệu theo quý từ năm 1980 đến năm 2003
và sử dụng các biến tỷ số thương mại, tỷ giá thực song phương giữa PAKISTAN
và các đối tác thương mại, GDP trong nước của PAKISTAN và GDP của các
nước đối tác thương mại. Tác giả sử dụng mơ hình hồi quy phương trình đồng
liên kết để kiểm tra trong dài hạn, trong ngắn hạn sử dụng mơ hình vector hiệu
chỉnh sai số (VECM).
Kết quả bài nghiên cứu tìm ra hiệu ứng đường cong J cho PAKISTAN và 5 đối
tác thương mại là TRUNG QUỐC, HỒNG KÔNG, NHẬT BẢN, KUWAIT và
U.A.E (Tiểu Vương Quốc Ả RẬP).


6

Và khơng có hiện tượng đường cong J giữa PAKISTAN và 8 đối tác thương mại
còn lại.
d.

Bài nghiên cứu về Sự tồn tại của hiệu ứng đường cong J ở

BANGLADESH của tác giả RABEYA KHATOON và MOHAMMAD
MAHBUBUR RAHMAN, năm 2009.
Trong bài nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy phương trình đồng liên kết của
JONHASEN và mơ hình hiệu chỉnh sai số (ECM), với các biến nghiên cứu là
GDP trong nước, GDP nước ngồi, tỷ giá hối đối thực song phương giữa
BANGLADESH và MỸ, dữ liệu nghiên cứu theo quý từ năm 1999 đến năm
2006.
Kết quả bài nghiên cứu đã khơng tìm thấy hiệu ứng đường cong J ở
BANGLADESH, kết quả cho thấy cán cân thương mại phản ứng tích cực khi
giảm giá tiền tệ, sau khi giảm giá tiền tệ thì cán cân thương mại tăng và đạt cực
đại sau khoảng 2 quý.
e.

Bài nghiện cứu về tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại ở khu vực

tiền tệ Tây Phi: có hay khơng hiệu ứng đường cong J, của OLUWATOSIN
ADENIYI, OLUSEGUN OMISAKIN và ABIMBOLA OYINLOLA năm 2011.
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu theo quý từ quý 1 năm 1980 đến quý 4 năm 2007
cho các nước khu vực tiền tệ Tây Phi (WAMZ) như: The GAMBIA, GHANA,
NIGERIA và SIERRA LEONE. Sử dụng các biến nghiên cứu tỷ số thương mại,
GDP trong nước, GDP thế giới và tỷ giá thực đa phương. Tác giả sử dụng mơ
hình hồi quy phương trình đồng liên kết, mơ hình phân bổ trễ tự hồi quy (ARDL)
và mơ hình điều chỉnh sai số (ECM) để ước lượng tác động của thay đổi tỷ giá
lên cán cân thương mại.
Kết quả nghiên cứu cho thấy hiệu ứng đường cong J cho The GAMBIA,
GHANA và khơng tìm thấy đường cong J cho NIGERIA và SIERRA LEONE.


7

Bảng 2.1 Tổng hợp các nghiên cứu trước đây:
Bài nghiên cứu

Nước

Đối tác

Sự tồn
tại hiệu
ứng
đường
cong J

Hiệu ứng đường cong J ở Serbia

SERBIA

Các nước đối

của PANOECONOMICUS, năm

tác thương

2010.

mại

Hiệu ứng đường cong J ở

Có

ESTONIA

MỸ

Có

LATVIA

MỸ

Khơng

LITHUANIA

MỸ

Khơng

PAKISTAN

TRUNG

Có

ESTONIA, LATVIA,
LITHUANIA và định hướng chính
sách của tác giả YuHsing và Bruno
S.Sergi năm 2009.

Tác động ngắn hạn và dài hạn của
việc giảm giá tiền tệ đến thương

QUỐC

mại song phương của PAKISTAN
và các đối tác thương mại của
MOHSEN BAHMANIOSKOOEE và JEHANZEB
CHEEMA năm 2009
PAKISTAN

HỒNG

Có

KƠNG
PAKISTAN

NHẬT BẢN

Có

PAKISTAN

KUWAIT

Có

8

PAKISTAN

U.A.E (Tiểu

Có

Vương Quốc
Ả RẬP).

Sự tồn tại của hiệu ứng đường

PAKISTAN

PHÁP

Khơng

PAKISTAN

ĐỨC

Khơng

PAKISTAN

ITALY

Khơng

PAKISTAN

HÀN QUỐC

Khơng

PAKISTAN

MALAYSIA

Khơng

PAKISTAN

Ả RẬP

Khơng

PAKISTAN

ANH

Khơng

PAKISTAN

MỸ

Khơng

BANGLADESH

MỸ

Khơng

GAMBIA

Các nước đối

Có

cong J ở Bangladesh của tác giả
RABEYA KHATOON và
MOHAMMAD MAHBUBUR
RAHMAN, năm 2009.
Tỷ giá hối đoái và cán cân thương
mại ở khu vực tiền tệ tây Phi: có

tác thương

hay không hiệu ứng đường cong J,

mại

của Oluwatosin Adeniyi, Olusegun
Omisakin and Abimbola Oyinlola
năm 2011.

GHANA

Các nước đối

Có

tác thương
mại
NIGERIA

Các nước đối
tác thương

Khơng


9

mại
SIERRA

Các nước đối

LEONE

tác thương

Khơng

mại

Từ bảng tóm tắt kết quả nghiên cứu ta thấy được trong 22 nghiên cứu về
thương mại của các nước với các đối tác thương mại, có 9 nước tìm thấy hiệu ứng
đường cong J, 13 nước khơng tìm thấy hiệu ứng đường cong J.

3

Phương pháp nghiên cứu.

3.1

Phương pháp nghiên cứu.
Trong bài nghiên cứu này, tác giả dùng phương pháp nghiên cứu định

lượng, sử dụng mơ hình hồi quy phương trình đồng liên kết, mơ hình vector hiệu
chỉnh sai số , hàm phản ứng xung và phương pháp phân rã phương sai để đánh
giá tác động của biến độc lập lên biến phụ thuộc như thế nào trong dài hạn và
trong ngắn hạn. Tác giả sử dụng các chương trình Microsoft Office Excel và
Eviews để hỗ trợ tính tốn trong nghiên cứu. Trước tiên, tác giả sử dụng chương
trình Microsoft Office Excel để tập hợp, tính tốn dữ liệu. Tiếp theo, tác giả sử
dụng chương trình Eviews để ước lượng mơ hình và thực hiện các kiểm định.
3.2

Dữ liệu nghiên cứu.
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng quý từ Quý 1 năm 1999 đến quý 4 năm
2012 cho các biến tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu, tỷ giá thực đa phương của
Việt Nam, GDP trong nước và GDP nước ngoài. Dữ liệu được thống kê từ Quỹ
tiền tệ quốc tế (IMF), Tổng cục thống kê (GSO).
Tác giả thu thập tỷ giá danh nghĩa song phương của Việt Nam đồng và các
đồng tiền trong rổ tiền vào cuối quý.

Chỉ số giá tiêu dùng trong nước và các đối tác thương mại, tổng sản phẩm
trong nước của Việt Nam, tổng sản phẩm của các đối tác thương mại, giá trị xuất


10

nhập khẩu của Việt Nam và các đối tác thương mại lớn theo q.
Sau đó tác giả tính tốn tỷ số xuất nhập khẩu, GDP nước ngoài, tỷ giá đa
phương thực.
3.2.1

Tính tỷ số xuất nhập khẩu
Tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu được tính bằng giá trị xuất khẩu chia

cho nhập khẩu.
TB =
Trong đó : TB là ký hiệu của biến tỷ số xuất nhập khẩu.
3.2.2

Tính tỷ giá thực đa phương
3.2.2.1

Chọn rổ tiền tệ đặc trưng

Căn cứ vào tỷ trọng thương mại của Việt Nam và đối tác thương mại,
tác giả chọn ra các đồng tiền tham gia “rổ tiền” theo nguyên tắc ưu tiên chọn
đồng tiền của các đối tác có tỷ trọng thương mại lớn với Việt Nam và tổng tỷ
trọng của các nước trong rổ tiền lớn hơn 70% giá trị xuất nhập khẩu của Viêt
Nam. Tác giả đã chọn đồng tiền của 15 quốc gia: Mỹ, Trung Quốc, Nhật Bản,
Hàn Quốc, Úc, Đức, Pháp, Anh, Malaysia, Philipine, Indonesia, Thái Lan,

Singapore, Nga, Ấn độ.
3.2.2.2

Điều chỉnh chỉ số tiêu dùng CPI về kỳ gốc

Chọn kỳ gốc là quý 1 năm 1999, sau đó điều chỉnh CPI về năm gốc
bằng cách lấy CPI của thời điểm t chia cho CPI của kỳ gốc nhân với 100. CPI
của kỳ gốc là 100.
3.2.2.3

Tính chỉ số tỷ giá danh nghĩa song phương

Tính chỉ số tỷ giá danh nghĩa song phương của 15 đồng tiền trong rổ
tiền với Việt Nam đồng. Kỳ gốc là năm 1999, ta lấy tỷ giá ở thời điểm t chia cho
kỳ gốc rồi nhân lại với 100.


11

3.2.2.4

Tính tỷ trọng thương mại

Tỷ trọng thương mại của các đối tác với Việt Nam được tính bằng tổng
giá trị xuất nhập khẩu của từng đối tác với Việt Nam chia cho Tổng giá trị xuất
nhập khẩu của tất cả các đối tác tham gia trong rổ tiền. Tổng tỷ trọng thương mại
của các nước tham gia vào rổ tiền bằng 1.

wj =
Trong đó:

• Ej là xuất khẩu của Việt Nam với đối tác thương mại J
• Ij là nhập khẩu của Việt Nam với đối tác thương mại J
• n là số lượng các nước tham gia trong rổ tiền.
3.2.2.5

Tính tỷ giá thực đa phương

Sau khi tính các chỉ số tỷ giá song phương, chỉ số CPI, tỷ trọng thương
mại , tác giả tính REER theo cơng thức sau:

Trong đó:
• n là số lượng các nước tham gia trong rổ tiền.
• eij là chỉ số tỷ giá danh nghĩa của nước J tại thời điểm i
• wj là tỷ trọng thương mại của nước j
• CPIij là chỉ số giá của nước J tại thời điểm i
• CPIi là chỉ số giá trong nước tại thời điểm i
Khi REER lớn hơn 100 thì đồng tiền định giá thấp, REER nhỏ hơn 100
tiền định giá cao, REER bằng 100 đồng tiền định đúng giá hay đồng nội tệ
ngang giá sức mua với rổ tiền tệ.


12

Theo kết quả tính REER ở bảng 2, phụ lục 3 cho thấy từ năm 1999 đến 2007 tỷ
giá thực đa phương lớn hơn 100 có nghĩa tiền đồng được định giá thấp, từ năm
2008 tỷ giá đa phương giảm xuống nhỏ hơn 100, điều này phù hợp với thực tế
năm 2008 do tác động của khủng hoảng, CPI trong nước tăng cao so với các
nước trong rổ tiền đã làm cho REER giảm xuống, và tiền đồng được định giá cao
so với rổ tiền tệ.
3.2.3

Tính GDP nước ngồi
GDP nước ngồi được tính bằng tổng giá trị GDP của các nước tham gia

vào rổ tiền tại từng thời điểm nhân với tỷ trọng thương mại của từng nước tương
ứng.
GDPF =

j GDPj

Trong đó:
• wj là tỷ trọng thương mại của nước j
• GDPj là tổng sản phẩm quốc dân của nước J

Mơ hình sử dụng

3.3
3.3.1

Mơ hình hồi quy phương trình đồng liên kết.
Dựa và các bài nghiên cứu trước đây, để phân tích mối quan hệ trong dài

hạn tác giả hồi quy phương trình đồng liên kết sau:
LnTBt = α1 + α1 lnREER t + α2 lnGDP t + α3 lnGDPF t + εt (3.1)
Trong đó :
• Ln là logarit tự nhiên.
• TB là tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu
• GDP là chỉ số tổng sản phẩm quốc dân trong nước
• GDPF là chỉ số tổng sản phẩm quốc dân của nước ngồi
• REER là tỷ giá thực đa phương.

Do các biến kinh tế vĩ mô đều là các biến chuỗi thời gian và để không


13

mắc phải những sai lầm do yếu tố xu thế trong biến gây ra, để mơ hình hồi quy
có ý nghĩa, trước khi xác định mối quan hệ dài hạn giữa các biến ta tiến hành
kiểm định nghiệm đơn vị để xác định tính dừng của chuỗi. Nhưng nếu kiểm định
nghiệm đơn vị lại không bác bỏ được giả thuyết chuỗi có nghiệm đơn vị, tức
chuỗi số liệu là khơng dừng thì ta có thể dùng sai phân để có được các chuỗi
dừng trước khi sử dụng cho hồi qui.
Khi biến phụ thuộc và biến độc lập là đồng liên kết thì tổ hợp tuyến tính
của chúng sẽ dừng và có thể giải thích được mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
Để kiểm tra tính đồng liên kết tác giả sử dụng phương pháp kiểm định var của
Johnhansen.
Kiểm định đồng liên kết dựa trên phương pháp Var của Johansen là kỹ
thuật kiểm định đồng liên kết được sử dụng phổ biến nhất trong việc áp dụng
nguyên tắc hợp lý cực đại nhằm xác định sự tồn tại của các vector đồng liên kết
giữa các dãy số thời gian không dừng. Phương pháp này sẽ cho biết được số
lượng các vector đồng liên kết và cho phép các nhà nghiên cứu có thể kiểm định
nhiều giả thiết khác nhau liên quan đến các phần tử của các vector. Nếu kiểm
định có ít nhất một vector đồng liên kết thì khi đó giữa các biến có mối quan hệ
dài hạn.
Mơ hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM)

3.3.2

Mơ hình VECM được dùng để kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn
giữa các biến. Trong ngắn hạn, sự đồng liên kết có thể bị mất cân bằng, cơ chế
điều chỉnh sai số được sử dụng để sữa chữa sự mất cân bằng này.

Phương trình 3.1 được biến đổi thành mơ hình điều chỉnh sai số (ECM) như sau:
t

= a0 +

4i

1i
t-i +

t-i

+

βECMt-1 (3.2)

Trong đó:
• ∆ là tốn tử vi phân.
• αji là hệ số điều chỉnh ngắn hạn.

2i

t-i

+

3i

t-i

+


14

• ECMt là số hạng sai số.
• β là hệ số của biến điều chỉnh sai số, chỉ tốc độ mà hệ thống tiếp cận đến
trạng thái cân bằng dài hạn. Cụ thể, mức độ trễ trung bình của quá trình
điều chỉnh đến trạng thái cân bằng dài hạn là -1/ β. Điều này có nghĩa là
giá trị tuyệt đối của β càng lớn thì quá trình điều chỉnh diễn ra càng
nhanh.
Hàm phản ứng xung (IRF)

3.3.3

Hàm phản ứng xung cho phép xác định hiệu ứng theo thời gian của cú
sốc của một biến nội sinh nào đó đối với các biến khác trong mơ hình. Hiệu ứng
của từng cú sốc theo thời gian chính là đạo hàm riêng phần của từng biến trong
hệ phương trình hệ thống theo thời gian.
Trong bài nghiên cứu tác giả sử dụng hàm phản ứng xung để kiểm định cú sốc tỷ
giá đến tỷ số xuất nhập khẩu, xem xét tỷ số xuất nhập khẩu sẽ thay đổi như thế
nào sau khi giảm giá tiền tệ.
Phản ứng xung của sự thay đổi tỷ số xuất nhập khẩu với cú sốc REER được tính
theo cơng thức sau:
PTt,t+j =

/

Trong đó:
• Pt,t+j đại diện cho phản ứng xung của sự thay đổi tỷ số thương mại với cú

sốc REER sau j quý.
• Êt,t+j là phản ứng xung tương ứng của sự thay đổi REER.
• PTt,t+j cho thấy phản ứng tích lũy của sự thay đổi tỷ số thương mại với
cú sốc REER sau j quý được tiêu chuẩn hóa bởi phản ứng tương ứng của
sự thay đổi REER.
3.3.4

Phân rã phương sai
Tác giả dùng phương pháp phân rã phương sai để xem xét tỷ lệ phần


15

trăm ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc trong mơ hình, để biết
được mức độ ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá tác động đến cán cân thương mại.

4

Nội dung và kết quả nghiên cứu.
4.1

Kiểm định tính dừng của biến

Để kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu tác giả sử dụng phương pháp kiểm định
nghiệm đơn vị Phillips – Perron (PP). Vấn đề dừng là một điều kiện quan trọng
khi phân tích chuỗi dữ liệu theo thời gian, nếu chuỗi không dừng sẽ tạo ra hồi quy
giả mạo và làm sai lệch kết quả mô hình.
Bảng 4.1 thể hiện kết quả kiểm định cho các biến LNTB, LNREER, LNGDP,
LNGDPF.
Nếu giá trị tuyệt đối của thống kê PP lớn hơn giá trị tuyệt đối của các giá trị tới

hạn thì chuỗi thời gian sẽ dừng. Mặt khác, nó thấp hơn giá trị tới hạn thì chuỗi
thời gian sẽ không dừng.
Dựa vào bảng 4.1 ta thấy các biến LNTB và LNGDP dừng ở chuỗi gốc còn các
biến LNREER và LNGDPF dừng ở sai phân bậc 1 ở các mức ý nghĩa 1%, 5% và
10%.
Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị theo tiêu chuẩn PP
Biến

PP

Biến

PP

Biến

PP

LNTB

-6.479

LNGDP

-4.226

LNREER

-0.663

Kết luận

I(0)

Kết luận

I(0)

Kết luận

Không dừng

Biến

PP

Biến

PP

Biến

PP

∆LNREER

-6.884

LNGDPF

-0.088

∆LNGDPF

-15.376

Kết luận

I(1)

Kết luận

Không dừng

Kết luận

I(1)

Giá trị tới hạn ở mức với các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% là : - 3.55023, -2.915522, 2.595565
(Nguồn: Tổng hợp từ bảng 1,2,3,4; phụ lục 1)


16

4.2

Xác định độ trễ tối ưu

Hiện tượng trễ trong mô hình ECM có ý nghĩa hết sức quan trọng để định dạng
mơ hình. Bảng 4.2 thể hiện kết quả xác định độ trễ tối ưu. Độ trễ tối ưu của mơ

hình được lựa chọn là 4, là độ trễ nhỏ nhất trong các độ trễ được chọn, dựa vào
tiêu chuẩn xác định độ trễ SC. Lý do chọn độ trễ nhỏ nhất vì số lượng quan sát có
hạn nên nếu tăng độ dài của trễ sẽ làm cho bậc tự do giảm, do vậy ảnh hưởng đến
kết quả của ước lượng.
Bảng 4.2: Xác định độ trễ tối ưu
Lag LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

0

124.6097

NA

7.72e-08

-5.025405

-4.869472

-4.966478

1

247.0420

219.3579

9.18e-10

-9.460085

-8.680417

-9.165447

2

267.8370

33.79179

7.63e-10

-9.659874

-8.256473

-9.129527

3

289.8319

32.07597

6.17e-10

-9.909664

-7.882529

-9.143607

4

435.7014

188.4147

2.97e-12

-15.32089

-12.67002* -14.31912

5

459.5025

26.77621*

2.43e-12* -15.64594

-12.37133

-14.40846*

6

475.2226

15.06509

3.00e-12

-15.63427

-11.73594

-14.16109

7

490.0632

11.74881

4.30e-12

-15.58597

-11.0639

-13.87707

8

517.0894

16.89136

4.39e-12

-16.04539*

-10.89959

-14.10078

(Nguồn: Tính tốn của tác giả, bảng 5, phụ lục 1)
4.3

Kiểm định đồng liên kết

Bảng 4.3 thể hiện kết quả kiểm định đồng liên kết Trace và Maximum
Eigenvalue.
Giả thiết:
H0: Không có đồng liên kết.
H1: Có một mối quan hệ đồng liên kết.

17

Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H0, ta so sánh giá trị thống kê
Trace với giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa xác định.
Nếu thống kê trace < Giá trị tới hạn, ta chấp nhận giả thiết H0
Nếu thống kê trace > Giá trị tới hạn, ta bác bỏ giả thiết H0
Dựa vào kết quả bảng 4.3 cho thấy 53.12796 > 47.85613 ở mức ý nghĩa 5% nên
ta bác bỏ giả thiết H0, vậy có một mối quan hệ đồng liên kết với mức ý nghĩa 5%.
Kết quả kiểm định Max – Eigen cũng cho kết quả tương tự.
Kết luận giữa các biến có mối quan hệ trong dài hạn.

Bảng 4.3: Kiểm định đồng liên kết
Kiểm định Trace
Mối quan
hệ đồng

Trị riêng
(Eigen

liên kết

Value)

giả định

Kiểm định Max-Eigen

Thống kê

Giá trị tới

Mức ý

Trace

hạn 5%

nghĩa

Thống kê
MaxEigen

Giá trị tới

Mức ý

hạn 5%

nghĩa

Không*

0.487628

53.12796

47.85613

0.0147

0.487628

47.85613

0.0063

Tối đa 1

0.237214

19.02405

29.79707

0.4912

0.237214

29.79707

0.3809

Tối đa 2

0.065778

5.214405

15.49471

0.7856

0.065778

15.49471

0.9106

Tối đa 3

0.033624

1.744320

3.841466

0.1866

0.033624

3.841466

0.1866

(Nguồn: Tính tốn của tác giả, bảng 6, phụ lục 1)

4.4

Mơ hình hồi quy phương trình đồng liên kết

Để đánh giá tác động của tỷ giá thực đa phương lên tỷ số xuất nhập khẩu ta sử
dụng hồi quy bé nhất OLS trong Eview để hồi quy phương trình (3.1)
Ln(TB)t = α0 + α1 lnREER t + α2 lnGDP t + α3lnGDPF t + εt (3.1)
Kết quả hồi quy được bảng 4.4.


18

Bảng 4.4: Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn phương trình 3.1
Sai số

Hệ số

C

5.102370

1.080071

4.680647

0.0000

LNREER

-0.851506

0.192671

-4.419482

0.0001

LNGDP

-0.376454

0.097764

-3.850651

0.0003

LNGDPF

0.134274

0.096508

1.391332

0.1700

chuẩn

R-squared

0.369837

Adjusted R-squared

0.333481

Durbin-Watson stat

1.199855

Prob(F-statistic)

0.000022

Thống kê t

Mức ý

Biến

nghĩa

(Nguồn : Tính tốn của tác giả, bảng 1, phụ lục 2)
Giải thích mơ hình dựa vào kết quả hồi quy bảng 4.4:
Mơ hình giải thích được 36.98% sự phụ thuộc của tỷ số xuất nhập khẩu vào sự
biến động của tỷ giá thực đa phương, chỉ số tổng sản phẩm quốc dân và chỉ số
tổng sản phẩm quốc dân nước ngoài.
Cả hai biến tỷ giá thực đa phương và tổng sản phẩm quốc dân trong nước đều có
quan hệ nghịch biến với tỷ số xuất nhập khẩu và có ý nghĩa thống kê.
Biến tổng sản phẩm quốc dân nước ngồi có quan hệ đồng biến với tỷ số xuất
nhập khẩu và khơng có ý nghĩa thống kê.
Khi tỷ giá thực đa phương REER tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm

0.851506%
Khi tổng sản phẩm quốc dân tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu giảm 0.376454%
Khi tổng sản phẩm quốc dân nước ngồi tăng 1% thì tỷ số xuất nhập khẩu tăng
0.1342%
Hệ số Durbin-Watson bằng 1.199855 khá nhỏ nên mức độ giải thích của mơ hình
thấp.