ty gia thuc va can can thuong mai: nghien cuu thuc nghiem viet nam
DESCRIPTION
ty gia thuc va can can thuong mai: nghien cuu thuc nghiem viet namTRANSCRIPT
Trường Đại hoc Kinh Tế Tp.HCM
Khoa Tài chính Doanh nghiệp
----------
KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP
Đề tài:
ẢNH HƯỞNG CỦA TỈ GIÁ THỰC LÊN CÁN CÂN THƯƠNG
MẠI : MỘT NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VIỆT NAM
GVHD: PGS.TS. Trần Thị Thùy Linh
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh
MSSV: 33111026049
TP.HCM, ngày 18 tháng 10 năm 2013
Trường Đại hoc Kinh Tế Tp.HCM
Khoa Tài chính Doanh nghiệp
----------
KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP
Đề tài:
ẢNH HƯỞNG CỦA TỈ GIÁ THỰC LÊN CÁN CÂN THƯƠNG
MẠI : MỘT NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VIỆT NAM
GVHD: PGS.TS. Trần Thị Thùy Linh
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh
MSSV: 33111026049
TP.HCM, ngày 18 tháng 10 năm 2013
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -i- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
LỜI CÁM ƠN
Lời đầu tiên tôi xin chân thành cảm ơn cô Trần Thị Thùy Linh đã hướng dẫn tận
tình cho tôi hoàn thành chuyên đề tốt nghiệp này.
Tôi xin chân thành cảm ơn đến tất cả thầy cô ở trường Đại học Kinh tế TP.hồ
Chí Minh đã truyền đạt kiến thức cho tôi trong suốt quá trình học vừa qua.
Sau cùng tôi xin cám ơn đến tất cả các bạn bè, người thân đã ủng hộ, giúp đỡ tôi
hoàn thành chuyên đề tốt nghiệp này.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -ii- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
NHẬN XÉT CỦA GIÁO VIÊN HƯỚNG DẪN
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -iii- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
MỤC LỤC
Danh mục các từ viết tắt ........................................................................................................ v
DANH MỤC CÁC HÌNH ..................................................................................................... vi
DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU ........................................................................................ vii
ẢNH HƯỞNG CỦA TỈ GIÁ THỰC LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI: NGHIÊN CỨU
THỰC NGHIỆM Ở VIỆT NAM .......................................................................................... 1
TÓM TẮT ............................................................................................................................... 1
1. GIỚI THIỆU .................................................................................................................. 2
1.1. Lý do chọn đề tài nghiên cứu ..................................................................................... 2
1.2. Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu ............................................................. 2
1.2.1. Mục tiêu nghiên cứu .................................................................................................. 2
1.2.2. Câu hỏi nghiên cứu ................................................................................................... 3
2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ................................................... 4
2.1. Khung lý thuyết ........................................................................................................... 4
2.1.1. Định nghĩa cán cân thương mại ................................................................................ 4
2.1.2. Tác động tỉ giá thực lên cán cân thương mại. ........................................................... 4
2.1.3. Lý thuyết hiệu ứng đường cong J .............................................................................. 5
2.2. Các nghiên cứu trước đây .......................................................................................... 6
2.2.1. Nghiên cứu ở các nước đang phát triển và kém phát triển ....................................... 6
2.2.2. Nghiên cứu ở các nước đã phát triển ........................................................................ 8
2.2.3. Tóm tắt các kết quả nghiên cứu................................................................................. 9
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU ...................................................... 11
3.1. Dữ liệu ........................................................................................................................ 11
3.2. Biến ............................................................................................................................. 11
3.3. Mô hình nghiên cứu .................................................................................................. 11
3.4. Phương pháp kiểm định ........................................................................................... 12
3.4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị (unit test root) ................................................................ 12
3.4.2. Kiểm tra đồng liên kết ............................................................................................. 13
3.4.3. Kiểm tra nguyên nhân Granger .............................................................................. 13
3.4.4. Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số .............................................................................. 13
3.4.5. Hàm phản ứng xung ................................................................................................ 14
4. NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .................................................... 14
4.1. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF .................................................................. 14
4.2. Kết quả kiểm tra đồng liên kết ................................................................................ 14
4.3. Kết quả kiểm tra nguyên nhân Granger................................................................. 15
4.4. Kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số VECM ............................................................. 16
4.5. Kết quả Hàm phản ứng xung ................................................................................... 18
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -iv- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
4.6. Thảo luận về các kết quả nghiên cứu đã đạt được .............................................. 20
5. KẾT LUẬN VÀ GỞI Ý CHÍNH SÁCH ..................................................................... 23
5.1. Kết luận ...................................................................................................................... 23
5.2. Gợi ý các chính sách ................................................................................................. 23
6. TÀI LIỆU THAM KHẢO ........................................................................................... 25
PHỤC LỤC ........................................................................................................................... 28
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -v- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Danh mục các từ viết tắt
ADB: Ngân hàng phát triển Châu Á
ADF : (Augemented Dicky – Fuller): Kiểm định ADF
ADRL: (Autoregressive Distributed Lag ) Mô hình phân phối độ trễ tự hồi quy
AIC: (Akaike info criterion) tiêu chuẩn AIC
IFS : nguồn dữ liệu thống kê của Quỹ tiền tệ Quốc tế IMF
OLS : Phương pháp bình phương nhỏ nhất
GSO: Tổng cục thống kê Việt Nam
REER: Tỉ giá thực đa phương
RER: Tỉ giá thực song phương
NEER: Tỉ giá danh nghĩa
VECM : (Vecto error correction model): mô hình hiệu chỉnh sai số
VAR : mô hình tự hồi quy
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -vi- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
DANH MỤC CÁC HÌNH
Hình 0.1 : Mối quan hệ giữa tỉ giá thực và xuất khẩu ròng
Hình 0.2: Hiệu ứng đường cong J
Hình 0.3: Đồ thị Hàm phản phản ứng xung
Hình 0.4: Đồ thị REER _ NEER
Hình 0.5: Đồ thị RER - USD
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -vii- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU
Bảng 0.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Bảng 0.2: Kiểm tra đồng tích hợp
Bảng 0.3: Kiểm tra nguyên nhân Granger
Bảng 0.4 : Kết quả kiểm định VECM
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -1- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
ẢNH HƯỞNG CỦA TỈ GIÁ THỰC LÊN CÁN CÂN THƯƠNG
MẠI: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM Ở VIỆT NAM
TÓM TẮT
Bài nghiên cứu thực nghiệm sự tác động của tỉ giá thực lên cán cân thương mại của
Việt Nam. Mẫu dữ liệu quan sát từ quý 1/2000 đến quý 4/2012 bằng phương pháp kiểm
tra ADF để kiểm định đơn vị (unit root test). Kết quả chỉ ra rằng tất cả các biến là tích
hợp ở bậc một, mà nó xác nhận tồn tại trạng thái cân bằng trong dài hạn trên nền tảng
của phương pháp Engel – Granger tới đồng liên kết. Kết quả này chỉ ra mối quan hệ
yếu giữa tỉ giá thực và cán cân thương mại. Mô hình hiệu chỉnh ước lượng sai số cung
cấp một bằng chứng trong dài hạn trạng thái cân bằng sẽ được thiết lập sau khoảng
thay đổi trong ngắn hạn. Tuy nhiên không tìm thấy sự tồn tại của hiệu ứng đường cong
J ở Việt Nam. Hơn nữa bài nghiên cứu này cũng chứng minh là tỉ giá của Việt Nam
đang bị định giá cao hơn so với các đối tác thương mại . Điều này có nghĩa là sự thay
đổi tỉ giá riêng lẻ sẽ không chắn chắc sẽ thay đổi cán cân thương mại của Việt Nam.
Do vậy, bài nghiên cứu này khuyến cáo rằng chính sách thay đổi tỉ giá sẽ phải thay
đổi những chính sách vĩ mô khác đi kèm.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -2- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
1. GIỚI THIỆU
1.1. Lý do chọn đề tài nghiên cứu
Điều hành chính sách tỉ giá rất quan trọng đối với quốc gia, hiện nay (theo năm nghiên
cứu 2013) có rất nhiều vấn đề tranh cãi xung quanh tỉ giá hối đoái Việt Nam. Hiện có
hai quan điểm trái ngược nhau, quan điểm thứ nhất cho rằng tỉ giá thực của Việt Nam
đang định giá cao, do vậy việc phá giá đồng tiền là cần thiết để đẩy mạnh xuất khẩu và
hạn chế nhập khẩu. Quan điểm thứ hai từ phía NHNN cho rằng việc phá giá đồng tiền
là không có tác động tới cán cân thương mại bởi hàng xuất khẩu Việt Nam ít co giãn bởi
giá (ông Lê Minh Hưng - Phó Thống đốc Ngân hàng Nhà nước Việt Nam).
Liệu rằng đồng tiền Việt Nam đang bị định giá cao hay thấp và việc này có ảnh hưởng
như thế nào tới cán cân thương mại của Việt Nam. Tỉ giá thực của Việt Nam có đáp ứng
được mục tiêu cải thiện cán cân thương mại hay không. Có rất nhiều nghiên cứu thực
nghiệm cho rằng phá giá đồng tiền sẽ cải thiện cán cân thương mại, tuy nhiên cũng có
những nghiên cứu bác bỏ điều này.
Do vậy trong phạm vi đề tài nghiên cứu này sẽ thực hiện xem tỉ giá thực của Việt Nam
có tác động lên cán cân thương mại như nào hay không.trong ngắn hạn và dài hạn trong
trường hợp Việt Nam.
1.2. Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu
1.2.1. Mục tiêu nghiên cứu
Nhiều nghiên cứu thực nghiệm tìm ra sự hỗ trợ hay bác bỏ giả thiết rằng sự giảm giá
đồng tiền trong ngắn hạn đầu tiên sẽ làm cho cán cân thương mại xấu đi rồi sau đó mới
cải thiện nó, do đó nó đã tạo ra hiệu ứng đường cong J; đó là nhờ giá thấp cho độ co giãn
của cầu cho nhập khẩu và xuất khẩu trong tức khắc kết quả của sự thay đổi tỉ giá. Các
giá trị thực nghiệm cũng chứng minh sự hiện diện các mối quan hệ trong dài hạn, cũng
như là thực cũng chỉ ra rằng tác động của sự thay đổi tỉ giá là có tác động lên cán cân
thương mại. Ví dụ một vài nghiên cứu thực nghiệm (Gylfason và Risager, 1984;
Himarios, 1989) là hỗ trợ cho sự phá giá đồng tiền sẽ cải thiện cán cân thương mại,
những nghiên cứu khác (như là của Haynes & Stone, 1982; và Bahmani-Oskooee,
1994) nghi ngờ cho cách nhìn nhận này hoặc là cung cấp những bằng chứng rằng phủ
định mối quan hệ giữa thay đổi tỉ giá và cán cân thương mại chỉ cho một vài nước hoặc
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -3- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
trong một khoảng thời gian. Rose và Yellen, (1989) và Rose, (1991) cung cấp những
bằng chứng không có bất kỳ mối quan hệ nào có ý nghĩa giữa cán cân thương mại và sự
thay đổi tỉ giá thực. Cuối cùng một nghiên cứu thực nghiệm hỗn hợp bao gồm các quốc
gia phát triển ( Mỹ, Canada và Nhật) một số nền kinh tế mới nổi ở Châu Âu và Châu
Á, cũng như một vài nước phát triển ở Châu Phi nhưng vẫn còn những nhận định
nghiêng về giảm giá đồng tiền sẽ cải thiện cán cân thương mại và hiệu ứng đường cong
J xảy ra (như là của Petrovic và Gligoric, 2009). Tuy nhiên vấn đề không chắn chắc
liệu rằng tình trạng này có tồn tại trong các nền kinh tế khác nhau hay không trong không
gian và thời gian. Vì vậy, một thực nghiệm đã được tiến hành, mà bài nghiên cứu này
cố gắng khám phá cho Việt Nam.
Bài nghiên cứu này khảo sát tác động của tỉ giá thực đa phương tới cán cán thương mại
của Việt Nam trong dài hạn và ngắn hạn.
Đồng thời dựa vào tỉ giá thực xem xét đồng tiền Việt Nam đang bị định giá cao hay thấp
so với các đối tác thương mại chủ yếu.
1.2.2. Câu hỏi nghiên cứu
Để giải quyết cho mục tiêu của bài nghiên cứu câu hỏi sau đây cần được trả lời.
1. Có tồn tại mối quan hệ giữa tỉ giá thực với cán cân thương mại trong ngắn hạn
và dài hạn ở Việt Nam hay không?
2. Việc phá giá đồng tiền có cải thiện cán cân thương mại của Việt Nam hay không?
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -4- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
2.1. Khung lý thuyết
2.1.1. Định nghĩa cán cân thương mại
Cán cân thương mại được hiểu là cán cân đo lường độ chênh lệch giữa giá trị xuất khẩu
và nhập khẩu hàng hoá của một quốc gia hay một nền kinh tế trong một khoảng thời gian
nhất định.
2.1.2. Tác động tỉ giá thực lên cán cân thương mại.
Tỉ giá thực xem là tỉ lệ giữa hàng hóa và dịch vụ trong nước giao dịch với các nhà sản
xuất nước ngoài. Thay đổi tỉ giá thực là điều cần thiết để đạt được giữa tiết kiệm ròng
và xuất khẩu ròng. Thay đổi tỉ giá thực là phản ánh tính cạnh tranh của quốc gia – tỉ giá
thực cao, đối với người nước ngoài hàng hóa sẽ trở nên đắt hơn. Với một tỉ giá thực cao,
xuất khẩu một quốc gia sẽ thấp và nhập khẩu sẽ cao bởi vì hàng hóa nước ngoài rẻ hơn.
Vì vậy, tỉ giá thực cao hơn , mức xuất khẩu ròng sẽ thấp hơn và thâm hụt tài khoản vãng
lai sẽ cao hơn (nghiên cứu Miles và Scott, 2005; Akpansung, 2011). Như là giải thích
bởi Abel (2008), vì tỉ giá thực là giá tương đối của hàng hóa và dịch vụ một quốc gia,
một sự tăng lên của tỉ giá thực người nước ngoài và người trong nước sẽ tiêu thụ ít sản
phẩm trong nước và nhiều hàng hóa và dịch vụ nước ngoài, dẫn tới xuất khẩu ròng thấp.
Hình 2.1 chỉ ra rằng chỉ ra mối quan hệ nghịch giữa tỉ giá thực và xuất khẩu ròng. Hình
này cũng cho thấy rằng các nước trải qua phá giá thực tài khoản vãng lai của họ cuối
cùng cũng cải thiện. Tổng quát, các nhà kinh tế học thường sử dụng đường cong J để
giải thích mối quan hệ cán cân thương mại và việc phá giá đồng tiền. Họ có ý kiến rằng
sau khi phá giá đồng nội tệ (giảm giá), ban đầu cán cân thương mại sẽ bị sụt giảm nhưng
cuối cùng thì nó được cải thiện, các giả định khác là không thay đổi. Tuy nhiên, Miles
và Scott (2005) nhấn mạnh rằng :
Những vấn đề tỉ giá thực, nếu tỉ giá danh nghĩa giảm nhưng được bù đắp bởi lạm phát
trong nước cao vì vậy tỉ giá thực sẽ không thay đổi, khi đó nó sẽ không tác động tới xuất
khẩu ròng;
Chúng ta sẽ không ảnh hưởng có lợi của sự giảm giá đồng tiền ngay tức khắc trong
ngắn hạn, tài khoản vãng lai có thể xấu đi.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -5- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
2.1.3. Lý thuyết hiệu ứng đường cong J
Khi phá giá đồng tiền còn phụ thuộc vào nhập khẩu và xuất khẩu phản ứng nhanh như
thế nào tới giá tương đối thay đổi: ảnh hưởng của thay đổi tỉ giá thực trên xuất khẩu
ròng có thể là yếu trong ngắn hạn và thậm chí là nó không đúng. Mô hình đường cong
J tác động của xuất khẩu ròng tới giảm giá thực qua thời gian được mô tả trong hình 2.2
. Trong ngắn hạn, xuất khẩu ròng sẽ giảm (nghĩa là trở nên tiêu cực hơn) cũng như là
giảm tỉ giá thực sẽ làm tăng chí phí nhập khẩu. Tuy nhiên sau một thời gian, xuất khẩu
tăng và số lượng nhập khẩu giảm nhiều hơn bù đắp vào chi phí tăng lên của nhập khẩu,
và xuất khẩu ròng được cải thiện ( tăng lên hơn mức ban đầu)
Xuất khẩu xấu đi
Xuất khẩu cải thiện
0
Thời gian
Hình 2.1 : Mối quan hệ giữa tỉ giá thực và xuất khẩu ròng
00
Xuất khẩu ròng<0
Xuất khẩu ròng>0 T
ỉ giá
th
ực
Xuất khẩu ròng
Hình 2.2: Hiệu ứng đường cong J
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -6- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Nói chung sự liên kết giữa các lý thuyết về mối quan hệ tỉ giá thực và cán cân thương
mại được xác định công thức sau :
BOT =F(Yd, Yf, XRr) (1)
Mô hình này thể hiện cán cân thương mại là một hàm của thu nhập nội địa, thu nhập
nước ngoài và tỉ giá thực.
Phương trình này nói lên rằng cán cân thương mại có mối quan hệ nghịch với thu nhập
trong nước (vì thu nhập có ảnh hưởng tới nhập khẩu tiêu dùng), mối quan hệ cùng chiều
với thu nhập nước ngoài (cùng một lý do), và mối quan hệ nghịch với tỉ giá thực. biến
cuối cùng là chỉ số chi tiêu của quốc gia và giá cả cạnh tranh trên thị trường thế giới.
Khi mà chi tiêu quốc gia quá cao và giá sản phẩm cao, kết quả xẽ làm giảm xuất khẩu
và giá trị nhập khẩu là lớn, và ngược lại (Munn và Mutti, 2004).
2.2. Các nghiên cứu trước đây
Sau nghiên cứu đầu tiên của Magee (1973), một số lượng lớn các nghiên cứu thực
nghiệm khám phá ra trong dài hạn tác động của tỉ giá thực lên cán cân thương mại, và
hiện tượng hiệu ứng đường cong J đều tồn tại.
2.2.1. Nghiên cứu ở các nước đang phát triển và kém phát triển
Bahmani-Oskooee (1994) trong bài nghiên cứu “ Tác động của giảm giá trong ngắn
hạn và dài hạn : Mô hình hiệu chỉnh sai số và đồng liên kết” đã thử nghiệm ở 41 nước
phát triển và kém phát triển về sự tồn tại của đồng liên kết (cointegration )và hiệu
ứng đường cong J áp dụng thủ tục hai bước Engle-Granger. Kết quả cho thấy cán cân
thương mại và tỷ giá hối đoái thực là đồng liên kết chỉ có 14 quốc gia. Trong các
nước tham gia đồng liên kết, có một số bằng chứng của hiệu ứng đường cong J.
Wilson và Kua, (2001) trong các nghiên cứu của mình “ Tỉ giá và cán cân thương mại:
Trường hợp của Singapore từ 1970 đến 1996” sử dụng phương pháp ARDL , kiểm tra
mối quan hệ giữa cán cân thương mại thực và tỷ giá hối đoái thực cho thương mại
hàng hóa song phương giữa Singapore, Hàn Quốc và Malaysia đối với Hoa Kỳ và
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -7- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Nhật Bản. Kết quả không có bằng chứng của hiệu ứng đường cong J được tìm thấy
ngoại trừ thương mại giữa Hàn Quốc với Hoa Kỳ
Trong nghiên cứu “Ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá hối đoái thực lên cán cân
thương mại ở Croatia” của Tihomir Stucka (2004) để ước tính ảnh hưởng của tỉ giá
hối đoái với cán cân thương mại sử dụng một mô hình tinh giản. Mô hình này được
ước tính bằng cách sử dụng ba phương pháp ARDL đã tìm thấy tìm thấy bằng chứng
của hiệu ứng đường cong J ở Croatia.
Trong các nghiên cứu về thương mại song phương của Trung Quốc với các nước G7,
Ahmad và Yang, (2004) không tìm thấy bằng chứng ảnh hưởng của đường cong J.
Bhattarai và Armah, (2005) trong các nghiên cứu của họ xác nhận mối quan hệ giữa
xuất khẩu và nhập khẩu và thay đổi của tỉ giá thực là ổn định trong dài hạn. Thorbecke,
(2006) trong các nghiên cứu thực nghiệm đã chứng minh rằng việc định giá cao đồng
tiền tại Indonesia, Mã lai và Thái Lan làm giảm xuất khẩu.
Một nghiên cứu “Hiệu ứng đường cong J ở các nền kinh tế mới nổi ở Đông Âu” mở
rộng ở các nền kinh tế mới nổi tại Châu Âu (Bulgaria, Croatia, Cyprus, Czech
Republic, Hungary, Poland, Romania, Russia, Slovakia, Turkey và Ukraine) của
Bahmani-Oskooee and Kutan, (2007) thực nghiệm đã tìm thấy đường cong J tồn tại ở
ba nước Bulgaria, Croatia và Russia. Điều này có nghĩa rằng trong ngắn sẽ có sự sụt
giảm kết hợp với dài hạn sẽ cải thiện.
Yuen- Ling (2008) trong bài nghiên cứu “ Mối quan hệ giữa tỉ giá thực và cán cân
thương mại: Nghiên cứu thực nghiệm tại Malaysia“ sử dụng phương pháp đồng liên
kết và cơ chế hiệu chỉnh sai số ECM, đã thông qua phương trình thể hiện cán cân
thương mại là một hàm mức thu nhập trong nước và mức thu nhập nước ngoài và tỉ giá
thực vì vậy :
ttttt RERYYT )ln()ln()ln()ln( 3
*
210 (1)
Kết quả này hỗ trợ giá trị thực nghiệm về điều của Marshall-Lerner chỉ ra rằng phá giá
đồng tiền cải thiện cán cân thương mại. Sử dụng các kết quả “hồi đáp” để phân tích
cho thấy không có tác động đường cong J.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -8- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Một nghiên cứu nền kinh tế Serbian của Petrovic và Gligoric (2010) cho thấy giảm
tỉ giá có cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn. Họ cũng tìm thấy sự tồn tại
của đường cong J.
Một nghiên cứu “ Giá trị giao dịch của đồng Rupee Pakistan và cán cân thương mại
của Pakistan” sử dụng phương pháp thử nghiệm giới hạn ARDL tới đồng liên kết thực
hiện bởi Shahbaz (2011) tìm thấy mối quan hệ giữa tỉ giá, thu nhập và cung ứng tiền
trong dài hạn.
Shahbaz (2012) trong bài nghiên cứu” Sự thay đổi của tỉ giá thực và cán cân thương
mại: Bằng chứng từ Pakistan” sử dụng phương pháp tự hồi quy trễ (ARDL) tới đồng
liên kết đã tìm ra mối quan hệ giữa tỉ giá thực và cán cân thương tại Pakkistan. Họ đã
tìm thấy mối quan hệ trong dài hạn và không tồn tại mối quan hệ đường cong J. Tuy
nhiên, họ cho rằng đồng tiền mất giá dẫn tới suy giảm cán cân thương mại của Pakistan.
Trong bài nghiên cứu “ Cán cân thương mại và tỉ giá thực” do Kharroubi (2011)
thực hiện, ông đã xây dựng mô hình kinh tế dựa trên mô hình của Goldstein và Khan‘s
(1985) mô hình hình thức giảm của cán cân thương mại, mà cán cân thương mại là tiêu
cực với thu nhập trong nước, tích cực với thu nhập nước ngoài và tiêu cực với tỉ giá
thực (một sự tăng lên của tỉ giá thực tương đương với sự định giá cao). Họ cũng đã tìm
thấy xác nhận rằng việc điều chỉnh tỉ giá hóai đối sẽ phải kèm theo điều chỉnh các
chính sách khác.
2.2.2. Nghiên cứu ở các nước đã phát triển
Rose và Yellen, (1989) trong bài nghiên cứu” Có tồn tại đường cong J?“ Sử dụng
dữ liệu tách biệt (disaggregated) về thương mại song phương trong trường hợp
dữ liệu của Mỹ giai đoạn 1960 đến 1985 đã không tìm thấy sự tồn tại của đường
cong J và không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ dài.
Rose (1991) trong bài nghiên cứu “ Vai trò của tỉ giá trong mô hình thương mại phổ
biến: Điều kiện Marshall-Lerner có tồn tại?” đã tìm thấy điều kiện của Marshall-Lerner
không tồn tại trong năm nước OECD (Anh, Canada, Đức, Nhật Bản và Mỹ) . Kết quả
của bà ta chỉ ra mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỉ giá là không đáng kể, điều
này có nghĩa là giảm giá trị sẽ không cải thiện cán cân thương mại trong thời gian dài.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -9- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Trong bài nghiên cứu “ Mối quan hệ giữa tỉ giá thực và cán cân thương mại : Một thực
nghiệm ” sử dụng phương pháp đồng liên kết và ước lượng OLS của Shirvani và
Wilbratte, (1997) đã kiểm mối quan hệ giữa cán cân thương mại và các quốc gia G7
(Canada, Pháp, Đức, Ý, Nhật Bản, Liên hiệp Anh và Mỹ) theo mô hình.
i
tttt tYYQ )log()log()log(log *
3210 (2)
Mô hình này thể hiện cán cân thương mại là một hàm của tỉ giá thực (Qt) mức thu nhập
nội địa (Yt) và thu nhập nước ngoài (Yt*). Họ đã tìm thấy giảm giá đồng tiền sẽ cải
thiện cán cân thương mại.
2.2.3. Tóm tắt các kết quả nghiên cứu
Stt Tác gỉa –
năm nghiên
cứu
Tên bài nghiên cứu Phương pháp sử
dụng
Kết quả
1 Bahmani-
Oskooee
(1994)
Tác động của giảm
giá trong ngắn hạn và
dài hạn : Mô hình
hiệu chỉnh sai số và
đồng liên kết
Mô hình hiệu
chỉnh sai số và
đồng liên kết
có một số bằng
chứng của hiệu ứng
đường cong J
2 Wilson và
Kua, (2001
Tỉ giá và cán cân
thương mại: Trường
hợp của Singapore từ
1970 đến 1996
phương pháp
ARDL
không có bằng
chứng của hiệu
ứng đường cong J
được tìm thấy
ngoại trừ thương
mại giữa Hàn
Quốc với Hoa Kỳ
3 Tihomir
Stucka
(2004)
Ảnh hưởng của thay
đổi tỷ giá hối đoái
thực lên cán cân
thương mại ở Croatia
phương pháp
ARDL
tìm thấy bằng chứng
của hiệu ứng đường
cong J
4 Bahmani-
Oskooee
and Kutan,
(2007)
Hiệu ứng đường cong
J ở các nền kinh tế
mới nổi ở Đông Âu
tìm thấy đường
cong J tồn tại ở ba
nước Bulgaria,
Croatia và Russia.
Điều này có nghĩa
rằng trong ngắn sẽ
có sự sụt giảm kết
hợp với dài hạn sẽ
cải thiện
5 Yuen- Ling
(2008)
Mối quan hệ giữa tỉ
giá thực và cán cân
thương mại: Nghiên
cứu thực nghiệm tại
Malaysia
sử dụng phương
pháp đồng liên
kết và cơ chế hiệu
chỉnh sai số ECM
chỉ ra rằng phá giá
đồng tiền cải thiện
cán cân thương mại,
không có tác động
đường cong J
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -10- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
6 Shahbaz
(2011)
Giá trị giao dịch của
đồng Rupee Pakistan
và cán cân thương
mại của Pakistan”
sử dụng phương
pháp thử nghiệm
giới hạn ARDL
tới đồng liên kết
thấy mối quan hệ
giữa tỉ giá, thu nhập
và cung ứng tiền
trong dài hạn.
7 Shahbaz
(2012
Sự thay đổi của tỉ giá
thực và cán cân
thương mại: Bằng
chứng từ Pakistan
sử dụng phương
pháp tự hồi quy
trễ (ARDL) tới
đồng liên kết
tìm ra mối quan hệ
giữa tỉ giá thực và
cán cân thương tại
Pakkistan, không
tồn tại mối quan hệ
đường cong J
8 Rose và
Yellen,
(1989)
Có tồn tại đường
cong J
Sử dụng dữ liệu
tách biệt
(disaggregated)
không tìm thấy sự
tồn tại của đường
cong J và không tìm
thấy bằng chứng về
mối quan hệ dài
9 Shirvani và
Wilbratte,
(1997)
Mối quan hệ giữa tỉ
giá thực và cán cân
thương mại : Một
thực nghiệm
sử dụng phương
pháp đồng liên
kết và ước lượng
OLS
Họ đã tìm thấy
giảm giá đồng tiền
sẽ cải thiện cán cân
thương mại.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -11- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU
3.1. Dữ liệu
Dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu này là chuỗi dữ liệu theo thời gian của cán cân
thương mại, tỉ giá thực đa phương, GDP thực trong nước (GDP_VN), GDP thế giới
(GDP_W)
Dữ liệu được lấy từ nhiều có uy tín khác nhau như là : Ngân hàng nhà nước Việt Nam,
Cục Thống kê Việt Nam, Ngân hàng phát triển Châu Á (ADB), Ngân hàng Thế giới
(WB), Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF), IFS (International fanancial statictis) , Hợp tác và
Phát triển kinh tế (OECD), Cục thống kê các nước, từ OADN trong thời gian quý 1
năm 2000 đến quý 4 năm 2012.
Đối với số liệu tỉ giá và CPI bài viết chọn thời gian gốc là quý 1/2000.
Tất cả dữ liệu (Tỉ giá thực, GDP Việt Nam, GDP nước ngoài) được chuyển sang logarit
tự nhiên trước khi kiểm định mô hình.
3.2. Biến
Hình 3.1: Mô tả các biến và nguồn
Biến Ký hiệu Nguồn
Cán cân thương mại BOT GSO, IFS, ABD
Tỉ giá thực REER OADN
Tổng thu nhập Việt Nam GDP_VN GSO, IFS
Tổng thu nhập trung bình các đối tác thương mại
có trọng số thương mại với Việt Nam
GDP_W IFS
3.3. Mô hình nghiên cứu
Lý thuyết kinh tế giải thích rằng sự mất giá thực của tiền tệ một quốc gia có ảnh hưởng
tích cực đến cán cân thương mại, nhưng tính phù hợp của lý thuyết này phụ thuộc vào
độ nhạy khối lượng xuất khẩu, nhập khẩu đến tỷ giá hối đoái thực. Trong một phần
của nghiên cứu này, chúng tôi sẽ cố gắng để lấy các điều kiện được gọi là Điều kiện
Marshall Lerner. Các điều kiện giải thích nếu mất giá thực sự gây ra để cải thiện cán
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -12- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
cân thương mại khi độ co giãn xuất khẩu, nhập khẩu là khá cao và giả định tất cả các
yếu tố khác không thay đổi.
Điều kiện Marshall Lerner giải thích rằng sự mất giá thực gây ra sự thặng dư cán cân
thương mại chỉ khi tổng của độ co giãn của xuất khẩu và nhập khẩu hơn lớn hơn 1
(Nguồn: Kinh tế quốc tế, Paul Krugman, ấn bản thứ tư trang 477)
Mô hình kinh tế được sử dụng trong nghiên cứu này là mô hình (tương tự như
Goldstein & Khan, 1985; Shirvani và Wilbratte, 1997; Yuen-Ling 2008; Kharroubi,
2011), cán cân thương mại phụ thuộc vào nhập trong nước, thu nhập nước ngoài và tỉ
giá thực. Do đó, chuyển đổi sang log, ta có:
lnBOTt =α0 + α1lnREERt + α1lnGDPt_VN+ α3lnGDPt_W+ t (3)
Trong đó:
lnBOTt : logarit tự nhiên cán cân thương mại
lnREERt : logarit tự nhiên tỉ giá thực đa phương
lnGDP_VN : logarit tự nhiên GDP thực của Việt Nam
lnGDP_w : logarit GDP các nước có trọng số thương mại với Việt Nam
t : độ nhiễu sai số, với các giả định ngẫu nhiên là bình thường
Điều kiện: α0 >0, α1 <0, α2 <0, α3>0
α1 <0 có nghĩa điều kiện Marshall-Lerner là tồn tại, nghĩa rằng giảm giá thực sẽ cải
thiện cán cân thương mại của Việt Nam.
3.4. Phương pháp kiểm định
3.4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị (unit test root)
Phương pháp kiểm tra của kiểm định nghiệm đơn vị là bước đầu tiên là phân tích đồng
liên kết. Để kiểm định tính dừng của dãy số liệu trong nghiên cứu này áp dụng kiểm
định ADF. Nghiên cứu này cũng sử dụng độ trễ theo tiêu chuẩn AIC (Akaike
information Criterion).
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -13- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
3.4.2. Kiểm tra đồng liên kết
Kiểm tra đồng liên kết được tiến hành nhằm tránh kết quả hồi quy giả. Việc kiểm tra
đồng tích hợp nhằm xác định trạng thái cân bằng trong dài hạn giữa các biến. Trong
nghiên cứu này sử dụng phương pháp Jonhansen và Juselius (1990). Đây là kỹ thuật
kiểm định đồng tích hợp sử dụng nguyên tắc hợp lý cực đại (maximun likehihood,
maximun angle và trace value) để xác định sự tồn tại các vec tơ đồng tích hợp giữa các
dãy số thời gian không dừng.
3.4.3. Kiểm tra nguyên nhân Granger
Tổng thể, biến x là nhân quả Granger nếu các các biến trễ của x tác động lên biến trễ
của y .Theo Granger nếu x không là nguyên nhân Granger của y, mối tương quan giữa
hai biến là ảnh hưởng của y lên x.
3.4.4. Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số
Sau khi kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết, biến động trong thời gian ngắn hạn được
thiết lập theo mô hình hiệu chỉnh sai số VECM, mô hình sử dụng trong nghiên cứu này có
dạng chung như sau :
)4(11
4
0
,4
0
,3
0
,2
1
,10
321
tt
i
iti
i
iti
i
iti
i
itit
ECM
WGDPRGDPREERBOTBOT
)5(122
4
0
,4
0
,3
0
,2
1
,10
321
tt
q
i
iti
q
i
iti
q
i
iti
q
i
itit
ECM
WGDPRGDPREERBOTREER
)7(133
4
0
,4
0
,3
0
,2
1
,10
321
tt
r
i
iti
r
i
iti
r
i
iti
r
i
itit
ECM
WGDPRGDPREERBOTRGDP
)8(134
4
0
,4
0
,3
0
,2
1
,10
321
tt
s
i
iti
s
i
iti
s
i
iti
s
i
itit
ECM
WGDPRGDPREERBOTWRGDP
Trong đó: ∆ là sai phân,𝜗1 𝜗2, 𝜗3 và 𝜗4 : biến điều chỉnh sai số chỉ tốc độ mà hệ
thống tiếp cận đến trạng thái cân bằng dài hạn sau một thời gian biến động trong ngắn
hạn, ECM1t-1, ECM2t-1, ECM3t-1, ECM4t-1 : sai số trễ dừng từ phương trình đồng liên kết
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -14- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
3.4.5. Hàm phản ứng xung
Hàm phản ứng của Cholesky‘s sẽ ước lượng ảnh hưởng từ tỉ giá thực lên cán cân
thương mại với việc xem xét một thiết lập có hoặc không có ảnh hưởng của đường
cong J.
4. NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Kết quả kiểm định ADF ( unit test root) chỉ ra rằng giả thiết : H0 (biến không dừng )
không thể bị bác bỏ ở các mức level (chuỗi dữ liệu gốc) nhưng bị bác bỏ ở sai phân
bậc 1( I(1)) của tất cả các biến ở mức ý nghĩa 5%.
Như vậy các biến BOT, REER, GDP_VN, GDP_W là những chuỗi thời gian không
dừng cho kiểm tra đồng tích hợp để thiết lập mối cân bằng trong dài dài hạn của các
biến nghiên cứu.
4.2. Kết quả kiểm tra đồng liên kết
Bài nghiên cứu này sử dụng phương pháp Jonhansen và Juselius (1990) để kiểm định
đồng tích hợp. Phương pháp Jonhansen và Juselius (1990) áp dụng nguyên tắc hợp lý
cực đại nhằ xác định vec tơ đồng tích hợp giữa các dãy số thời gian không dừng.
Trường hợp kiểm định có ít nhất một vec tơ đồng tích hợp thì giữa các biến có mối
quan hệ dài hạn.
Bài nghiên cứu đã chạy mô hình với nhiều độ trễ khác nhau cho thấy độ trễ phù hợp là
2.
Kiểm định ADF( t statistics)
Biến số Level Sai phân bậc 1
T statistics Test cricical values T statistics Test cricical
values BOT -2,575084 -2,922449 11,01846
-2,922449
REER -1,886674 -2,921175 -7,128629 -2,922449
GDP_VN -1,261812 -2,922449 -2,944603 -2,925169
GDP_W -2.006248 -2,921175 -5,011397 -2,925169
Nguồn tính toán của tác giả
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -15- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Từ bảng kiểm tra đồng tích hợp (bảng 4.3) theo phương pháp kiểm định Jonhansen và
Juselius (1990) là kiểm định vết của ma trận (trace) và kiểm định (maximal eigenvalue)
đều bác bỏ giả thiết không tồn tại vec tơ đồng tích hợp và khẳng định tồn tại ít nhất
một vec tơ đồng tích hợp. Như vậy là tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến được
lựa chọn của mô hình.
Bảng 4.2: Kiểm tra đồng tích hợp
Giả thiết H0
Giá trị riêng của
ma trận
Eigenvalue
Giá trị thống kê của ma
trận Trace Statistic
Giá trị tới hạn 0,05
Critical
Value Prob.**
None * 0,675180 80,09137 55,24578 0,0001
At most 1 0,210243 24,99172 35,01090 0,3841
At most 2 0,149147 13,42623 18,39771 0,2158
At most 3 * 0,106393 5,511944 3,841466 0,0189
Trace test chỉ ra tồn tại một vec tơ đồng tích hợp ở mức 5%
* bác bỏ giả thiết ở mức ý nghĩa 5%
Giả thiết H0
Giá trị riêng của
ma trận
Eigenvalue
Giá trị thống kê của ma
trận Max-Eigen Statistic
Giá trị tới hạn 0,05
Critical
Value Prob.**
None * 0,675180 55,09965 30,81507 0,0000
At most 1 0,210243 11,56549 24,25202 0,7994
At most 2 0,149147 7,914287 17,14769 0,6123
At most 3 * 0,106393 5,511944 3,841466 0,0189
Max-eigenvalue test chỉ ra tồn tại 1 vec tơ đồng tích hợp ở mức ý nghĩa 5%
* bác bỏ giả thiết ở mức ý nghĩa 5%
Các hệ số điều chỉnh (alpha):
D(BOT) -0,052467 0,057247 -0,010544 0,044827
D(REER) -0,014234 0,003979 0,015942 0,000596
D(GDP_VN) 0,002271 0,002009 0,000825 -0,000899
D(GDP_W) -0,003975 0,002350 4,68E-05 -0,001870
Phương trình đồng tích hợp 1 Log likelihood 468,1790
Các hệ số đồng tích hợp được chuẩn hóa ( sai sô chuẩn trong dấu ngoặc tròn)
BOT REER GDP_VN GDP_W
1,000000 -3,921205 119,3241 -58,71059
(1,79976) (13,7097) (7,28625)
4.3. Kết quả kiểm tra nguyên nhân Granger
Dùng kiểm định F statistic tính toán để so sánh với kiểm định phê phán tìm thấy nguyên
nhân ảnh hưởng của tỉ giá thực (REER) lên cán cân thương mại (BOT) ở mức ý nghĩa
10%, nhưng theo chiều ngược lại thì không tồn tại( Bảng 4.4 kiểm định nguyên nhân
Granger ), đồng thờ. Như vậy kết quả kiểm định cho thấy tồn tại mối quan hệ trong dài
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -16- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
hạn giữ tỉ giá thực REER và cán cân thương mại BOT. Điều này ngụ rằng tỉ giá thực
REER có ảnh hưởng lên cán cân thương mại trong dài hạn.
Bảng 4.3: Kiểm tra nguyên nhân Granger
Pairwise Granger Causality Tests
Sample: 2000Q1 2012Q4
Lags: 2
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability
D(REER) does not Granger Cause D(BOT) 49 2,95246*** 0.06263
D(BOT) does not Granger Cause D(REER) 1.39852 0,25772
D(GDP_VN) does not Granger Cause D(BOT) 49 1,34746 0.27041
D(BOT) does not Granger Cause D(GDP_VN) 1,09644 0,34301
D(GDP_W) does not Granger Cause D(BOT) 49 1,80700 0.17612
D(BOT) does not Granger Cause D(GDP_W) 0,18325 0,83319
D(GDP_VN) does not Granger Cause D(REER) 49 1,26743 0.29163
D(REER) does not Granger Cause D(GDP_VN) 1,05960 0,35527
D(GDP_W) does not Granger Cause D(REER) 49 1,64717 0.20425
D(REER) does not Granger Cause D(GDP_W) 4,70124*** 0,01411
D(GDP_W) does not Granger Cause
D(GDP_VN) 49 6,07090** 0.00470
D(GDP_VN) does not Granger Cause D(GDP_W) 0,51557 0,60072
Ghi chú: *,**,*** có mức ý ngĩa 1%, 5%, 10%
Nguồn theo tính toán của tác giả
4.4. Kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số VECM
Từ kết quả mô hình VECM ta có phần dư sai số của BOT và REER là ở mức ý nghĩa
5% bài nghiên cứu đã sử dụng ý nghĩa giá trị thống kê t (t statistic) để kiểm định xem
các biến độc lập có ảnh tới biến phụ thuộc không. Điều này cho thấy có sự cân bằng
dài hạn sau khoảng thời gian biến động trong ngắn hạn ( kết quả VECM được mô tả
chi tiết trong phụ lục kết quả mô hình VECM).
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -17- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Bảng 4.4 : Kết quả kiểm định VECM
Biến phụ thuộc : BOT
Mẫu: 2000Q4 2012Q4
Sai số chuẩn trong dấu ngoặc ( ), giá trị nằm trong dấu ngoặc [ ]
Error Correction: D(BOT) D(REER) D(GDP_VN) D(GDP_W)
CointEq1
0,115607 0,031363 -0,005004 0,008759
(0,06833) (0,01550) (0,00208) (0,00292)
[ 1,69186]*** [ 2,02362]*** [-2,40672]** [ 2,99973]*
D(BOT(-1))
-0,867042 -0,043900 0,001853 -0,008739
(0,13478) (0,03057) (0,00410) (0,00576)
[-6,43295]* [-1,43603] [ 0,45185] [-1,51735]
D(BOT(-2))
-0,492561 -0,057116 -0,001334 -0,007166
(0,12817) (0,02907) (0,00390) (0,00548)
[-3,84297]* [-1,96470] [-0,34214] [-1,30845]
D(REER(-1))
-0,346240 -0,482341 0,001894 0,054452
(0,68698) (0,15582) (0,02090) (0,02936)
[-0,50400] [-3,09556] [ 0,09061] [ 1,85486]***
D(REER(-2))
-1,524141 -0,211746 0,024608 0,090721
(0,68367) (0,15507) (0,02080) (0,02921)
[-2,22935]** [-1,36552] [ 1,18288] [ 3,10532]*
D(GDP_VN(-1))
-2,570906 -0,684941 0,180757 -0,472893
(5,52236) (1,25255) (0,16804) (0,23598)
[-0,46554] [-0,54684] [ 1,07568] [-2,00392]**
D(GDP_VN(-2))
-9,598354 -0,862490 -0,460142 -0,293016
(4,81441) (1,09198) (0,14650) (0,20573)
[-1,99367]*** [-0,78984] [-3,14096]* [-1,42426]
D(GDP_W(-1))
-3,219388 1,464411 -0,008086 0,518198
(3,65224) (0,82838) (0,11113) (0,15607)
[-0,88148] [ 1,76780]*** [-0,07276] [ 3,32031]*
D(GDP_W(-2))
11,63095 1,193528 0,061591 0,159021
(4,25977) (0,96618) (0,12962) (0,18203)
[ 2,73042]* [ 1,23531] [ 0,47517] [ 0,87360]
R-squared 0,647742 0,368900 0,566283 0,428760
Adj. R-squared 0,555042 0,202821 0,452147 0,278434
Ghi chú: *,**,*** có mức ý ngĩa 1%, 5%, 10%
Nguồn theo tính toán của tác giả
Từ kết quả mô hình VECM ta thấy sự tác động mạnh của tỉ giá thực REER lên cán cân
thương mại trong ngắn hạn ở quý 2, có nghĩa là từ một sự biến động của tỉ giá từ quý 2
trở về trước sẽ có tác động lên cán cân thương mại ở hiện tại, cụ thể từ kết quả VECM
cho thấy tỉ giá thực REER tăng lên 1% sẽ làm cho cán cân thương mại BOT giảm
1,524% đây là mối quan hệ nghịch chiều. Như vậy trong ngắn hạn khi phá giá đồng tiền
sẽ không cải thiện cán cân thương mại mà làm cho cán cân thương mại giảm xuống,
điều này hoàn toàn phù hợp với tình trạng xuất khẩu của Việt Nam là nông sản, thủy sản
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -18- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
có tính thời vụ đồng thời nhập khẩu của Việt Nam không hẳn là dựa vào chính sách tỉ
giá mà còn nhiều yếu tố khác quyết định.
Kết quả kiểm định cũng chỉ ra tổng thu nhập GDP_VN cũng có mối quan hệ nghịch
chiều với cán cân thương mại cụ thể trong ngắn hạn 1% sự tăng lên của GDP_VN sẽ
làm cán cân thương mại giảm xuống 9,59%. Đồng thời cũng trong quý 2 thu nhập trung
bình của các đối tác thương mại có tỉ trọng với Việt Nam (GDP_W) có mối quan hệ
tuyến tính, 1% tăng lên GDP_W làm cho cán cân thương mại BOT tăng lên 11,6 % .
Kết quả của hai biến GDP_VN và GDP_W là hoàn toàn phù hợp với lý thuyết.
4.5. Kết quả Hàm phản ứng xung
Hình 4.1: Đồ thị Hàm phản phản ứng xung
Từ đồ thị hàm phản ứng xung chỉ ra rằng không có ảnh hưởng của đường cong J tại
Việt Nam. Đồng thời sự hồi đáp của BOT tới REER cũng chỉ rằng sự suy giảm mạnh
của cán cân thương mại ở thời kỳ thứ 2 sau đó tăng trở lại và giảm ở thời kỳ thứ 6 tiếp
tăng lên lại và hầu như duy trì một đường thẳng ở thời kỳ thứ 15 trong suốt quá trình
nghiên cứu.
Sau khi thiết lập các kiểm định, mô hình kiểm định dài hạn và ngắn hạn, hàm phản ứng
xung ta có mô hình như sau ( xem chi tiết ở phụ lục kết quả kiểm tra đồng liên kết và
phụ lục kết quả kiểm định VECM):
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -19- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
lnBOT=269,8620 +3,921205*lnREER - 119,3241*lnRDP_VN+ 58,71059*lnRDP_W
(1,79976) (13,7097) (7,28625)
[-2,17874] [ 8,70364] [-8,05773]
R-squared=0,647742, Adj, Adj. R-squared=0,555042, F-statistic=6,987538
Ở đây bài nghiên cứu sự dụng kiểm định giá trị thống kê t( t-statistic) để kiểm định
các biến độc lập của mô hình có ý nghĩa không. Với giá trị thống kế t-statistic nằm
trong []của các biến lần lượt là REER [-2,17874], biến GDP Việt Nam GDP_VN [
8,70364] và biến GDP nước ngoài GDP_W [-8,05773], với giá trị kiểm định t-statistic
tính toán ở mức ý nghĩa 5% là 2,0106. Như vậy các giá trị thống kê t của các biến độc
lập trong mô hình đều lớn hơn giá trị thống kê t tính toán nên các biến REER,
GDP_VN, GDP_W điều có ý nghĩa thống kê và phù hợp với lý thuyết. Trong đó tỉ giá
thực REER tỉ lệ thuận với cán cân thương mại, trong dài hạn 1% tăng lên của tỉ giá
thực REER cán cân thương mại sẽ tăng lên 3,921205%. Tổng thu nhập trong nước
biến RDP_VN tỉ lệ nghịch với cán cân thương mại một sự tăng lên 1% GDP_VN làm
cho cán cân thương mại giảm xuống 119,3241% đều này cũng phù hợp với lý thuyết.
Xét trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi GDP trong nước tăng cũng đồng
nghĩa với thu nhâp của người dân được cải thiện làm cho tâm lý sính ngoại của người
dân tăng lên, nên hàng nhập khẩu sẽ tăng theo dẫn tới cán cân thương mại giảm. Đối
với biến thu nhập trung bình của các đối tác có tỉ trọng thương mại với Việt Nam
(GDP_W) có quan hệ thuận với cán cân thương mại, cụ thể 1% tăng lên của GDP_W
sẽ làm cán cân thương mại tăng lên 58,71059%, xét trong các điều khác không đổi một
sự tăng lên của GDP_W cũng có nghĩa là làm cho thu nhập của người nước ngoài tăng
lên dẫn tới nhu cầu của họ đối với hàng nhập khẩu tăng lên, từ đó xuất khẩu của Việt
Nam tăng lên nên làm cho tiết kiệm ròng tăng lên.
Nhìn chung mô hình là có ý nghĩa thể hiện ớ F-statistic=6,987538, tuy nhiên mức độ giải
thích của mô hình là không cao thể hiện ở R-squared=0,647742, Adj. R-
squared=0,555042 điều này hàm ý rằng việc phá giá đồng tiền một cách riêng lẽ cán
cân thương mại cải thiện yếu, mà cần phải đi kèm với các chính sách vĩ mô khác, lúc
đó cán cân thương mại mới được cải thiện tốt.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -20- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
4.6. Thảo luận về các kết quả nghiên cứu đã đạt được
Kết quả của mô hình cho thấy 64,77% và 55,5% sau khi điều chỉnh sự thay đổi tổng
thể của cán cân thương mại là được giải thích bởi phương trình hồi quy, tuy nhiên mức
độ giải thích của mô hình là không cao. Kết quả nghiên cứu này giống với , các nghiên
cứu tương tự của Yuen-Ling et al. (2008) ở Malaysia, Mohammad và Hussain (2010),
và Shahbaz (2012) ở Pakistan, Shirvani và Wilbratte (1997) ở Mỹ và các nước G7,
cũng như Kharroubi (2011) ở 20 quốc gia OECD.
Từ dữ liệu thu thập được trong quá trình nghiên cứu từ quý 1/2000 đến quý 1/2013 ta
thấy rằng tỉ giá thực và tỉ giá danh nghĩa gần như là bằng nhau trong giai đoạn từ quý
1/2000 đến quý 4/2004, sau đó tỉ giá danh nghĩa tăng lên qua các năm tuy nhiên tỉ giá
thực lại giảm và khoảng cách giữ tỉ giá danh nghĩa với tỉ giá thực càng cao. Với chính
sách duy trì tỉ giá của Việt Nam hiện nay chỉ dao động trong một biên độ hẹp, có thể
nói gần như là cố định điều này góp phần vào kiềm chế lạm phát, tuy nhiên lạm phát
Việt Nam vẫn cao hơn của Mỹ và các nước có quan hệ thương mại chủ yếu của Việt
Nam. Chính những điều này đã làm cho đồng tiền Việt Nam đang bị định giá cao so
với Mỹ và các nước có quan hệ thương mại của Việt Nam.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -21- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Hình 4.2: Đồ thì REER _ NEER
Hình 4.3: Đồ thị RER - USD
Chính sách tỉ giá là một vấn đề nhạy cảm đối với nền kinh tế và xã hội của Việt Nam,
nó liên quan đến hàng loạt các cấu trúc của nền kinh tế, chính trị và xã hội. Do đó khi
điều chỉnh chính sách tỉ giá cần phải điều chỉnh các chính sách vĩ mô khác đi kèm.
Trên thực tế từ dữ liệu nghiên cứu cho thấy tỉ giá thực của Việt Nam đang bị định giá
cao, mặc dù là tỉ giá danh nghĩa tăng lên, thêm vào đó là các điều chỉnh nền kinh tế vĩ
mô chưa thật phù hợp cũng góp phần vào làm cho xuất khẩu giảm.
Kết quả nghiên cứu này cho thấy việc phá giá đồng tiền một cách riêng lẽ sẽ có tác
động không lớn tới cán cân thương mại của Việt Nam. Theo ý kiến chủ quan của người
thực hiện cho rằng lý do tỉ giá thực có tác động không lớn đến cán cân thương mại là
do các nguyên nhân sau:
020406080
100120140160180200
Q1
-20
00
Q3
-20
00
Q1
-20
01
Q3
-20
01
Q1
-20
02
Q3
-20
02
Q1
-20
03
Q3
-20
03
Q1
-20
04
Q3
-20
04
Q1
-20
05
Q3
-20
05
Q1
-20
06
Q3
-20
06
Q1
-20
07
Q3
-20
07
Q1
-20
08
Q3
-20
08
Q1
-20
09
Q3
-20
09
Q1
-20
10
Q3
-20
10
Q1
-20
11
Q3
-20
11
Q1
-20
12
Q3
-20
12
Q1
-20
13
REER - NEER
NEER REER
0
20
40
60
80
100
120
140
160
RER - USD
RER/USD USD
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -22- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Các mặt hàng xuất khẩu của Việt Nam là mặt hàng thô không có hàm lượng “chất
xám ” cao.
Đối với các mặt hàng xuất khẩu chủ lực như dệt may, giày da, nông sản thì không
có ngành công nghiệp phụ trợ ở trong nước mà phần lớn các nguyên vật liệu đều phải
nhập từ nước ngoài. Chính vì vậy nên hàng xuất khẩu của Việt Nam ra nước ngoài
chẳng khác nào là lấy công làm lời, đồng thời chính vì các nguyên phụ liệu phần lớn
điều nhập khẩu nên có tác động không nhỏ tới giá xuất khẩu, do đó làm giảm khả năng
cạnh tranh của hàng hóa Việt Nam trên thị trường thế giới.
Việt Nam đang trong giai đoạn phát triển đang cần rất nhiều trang thiết bị- công
nghê nhập về phục vụ cho mục tiêu công nghiệp hóa hiện đại hóa điều này cũng góp
phần làm tăng nhập siêu.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -23- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
5. KẾT LUẬN VÀ GỞI Ý CHÍNH SÁCH
5.1. Kết luận
Bài nghiên cứu này xem xét ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại ở Việt
Nam. Các phương pháp kiểm tra kinh tế lượng cho thấy rằng tất cả các biến là tương
quan ở bậc 1 và hồi quy. Trong thời gian ngắn hạn chỉ ra rằng mô hình cán cân thương
mại được điều chỉnh trở lại cân bằng trở lại trong dài hạn sau thời gian biến động ngắn
hạn. Mặc dù có bằng chứng cán cân thương mại được cải thiện theo sau phá giá đồng
tiền ở Việt Nam, tuy nhiên mối quan hệ này là yếu thể hiện mức độ giải thích của mô
hình là 55,5% sau khi điều chỉnh ( ý nghĩa mạnh nằm khi mô hình có ý nghĩa giải thích
từ 80% trở lên ). Thêm vào đó hàm phản ứng không thể thiết lập sự ảnh hưởng của
đường cong J ở Việt Nam.
Kết quả nghiên cứu cho thấy việc phá giá đồng tiền là có ảnh hương tới cán cân thương
mại trong ngắn hạn và dài hạn. Trong ngắn hạn ảnh hưởng trễ mạnh ở quý 2 của thời
kỳ nghiên cứu đối với tỉ giá thực REER làm cán cân thương mại giảm, trong dài hạn
thì được cải thiện. Đồng thời nghiên cứu cũng chỉ rõ ra là đồng tiền Việt Nam đang bị
định giá cao so với các đối tác thương mại, điều này làm giảm xuất khẩu của Việt Nam
thậm chí làm cho cán cân thương mại thâm hụt trầm trọng.
Nghiên cứu cho thấy rằng mặc dù bằng chứng mối quan hệ của cán cân thương mại và
tỉ giá thực trong dài hạn nhưng bằng chứng yếu nguyên nhân giữa hai biến. Do vậy
hàm ý khi điều chỉnh tỉ giá thực một mình, nó sẽ ảnh hưởng không lớn tới cán cân
thương mại ở Việt Nam mà khuyến nghị khi điều chỉnh chính sách tỉ giá nên kèm theo
các chính sách vĩ mô khác.
Từ các kết luận trên cho thấy Việt Nam cần phải chủ động phá giá đồng tiền để cải
thiện xuất khẩu, tuy nhiên việc phá giá đồng tiền phải như thế nào là hợp lý. Khi phá
giá đồng tiền cần phải đi kèm các chính sách vĩ mô khác như nơ công, lãi suất, lạm
phát, GDP…
5.2. Gợi ý các chính sách
Từ những phân tích trên, khuyến nghị đối với việc hoạch định chính sách tỷ giá của
Việt Nam là:
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -24- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Tăng biên độ dao động của tỉ giá, tập trung phát triển thị trường tài chính vững mạnh
với vai trò nhà nước là chủ đạo. Sử dụng các công cụ phái sinh trong quản lý rủi ro tài
chính, nhà nước cho phép sử dụng các công này trong để doanh nghiệp quản lý rủi ro
tài chính, nhưng nhà nước cũng cần phải hoàn thiện các cơ sơ pháp lý và năng lực quản
lý để tránh trường hợp sự dụng các công cụ phái sinh để đầu cơ làm ảnh hưởng tới
nền tài chính.
Hàng xuất khẩu chủ yếu của Việt Nam là nông sản, thủy sản, hàng dệt may, giày da.
Trong khi các ngành này phần lớn phải nhập khẩu nguyên vật liệu, phụ liệu về nước
để sản xuất làm cho năng lực cạnh tranh hàng hóa thấp. Vì vậy cần tập trung phát triển
các ngành công nghiệp phụ trợ sản xuất nguyên phụ liệu phụ vụ cho các ngành xuất
khẩ, nhà nước cần có các chính sách khuyến khích, hỗ trợ cho các ngành hỗ trợ này.
Cải thiện môi trường pháp chế, nâng cao năng lực quản lý phục vụ cho hoạt động sản
xuất kinh doanh.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -25- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
6. TÀI LIỆU THAM KHẢO
Abel, A. B.; Bernanke, B. S. and Crousore, D. (2008) Macroeconomics, Sixth Edition,
Boston: Pearson Education, Inc.
Ahmad, J. &Yang, J. (2004) Estimation of the J-curve in China, Economics Series East
West Center Working Papers.
Akpansung, A. O. (2011) “Effects of Exchange Rate Devaluation on Industrial Growth
in Nigeria”. International Journal of Economics and Management, Vol.3, No.1,pp.36 – 44
Bahmani-Oskooee, M. (1992) “What Are the Long-Run Determinants of the U.S.
Trade Balance?” Journal of Post Keynesian Economics, Fall, pp.85-98
Bahmani-Oskooee, M. (1994) “Short-Run versus Long-Run Effects of Devaluation:
Error Correction Modelling and Cointegration”, Eastern Economic Journal, Fall, pp.453-64.
Bahmani-Oskooee, M. & Ali, M. K. (2007) “The J-Curve in the Emerging Economies of
Eastern Europe”, The International Trade Journal,Vol.19,pp.165–178.
Bhattarai, K. R. &Armah, M. K. (2005) “The Effects of Exchange Rate on the Trade
Balance in Ghana: Evidence from Cointegration Analysis”, Research Memorandum 52,
Centre for Economic Policy Business School, University of Hull, United Kingdom, August
Dunn, R. M. &Mutti, J. H. (2004) International Economics, Sixth Edition, London:
Routledge, Taylor & Francis Group, pp. 563
Goldstein, M. &Mohsin, S. K. (1985) ―Income and Price Effects in Foreign Trade‖, in:
Handbook of International Economics, Vol. II, pp.1041–105.
Gylfason, T. &Risager, O. (1984) “Does Devaluation Improve the Current Account?”
European Economics Review, June, pp.37-64.
Haynes, S. E. & Stone, J. A. (1982) “Impact of the terms of Trade on the U.S. Trade Balance:
A Reexamination”, The Review of Economics and Statistics, November, pp.702-706.
Himarios, D. (1989) “Do Devaluations Improve the Trade Balance? The Evidence
Revisited” Economic Inquiry, January, pp.143-168.
Johansen, S.&Juselius, K. (1990) “Maximum Likelihood Estimation and Inference on
Cointegration with Applications to the Demand for Money”, Oxford Bulletin of
Economics and Statistics, May, pp.169-210.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -26- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Kharroubi, E. (2011) ―The Trade Balance and the Real Exchange Rate‖, BIS Quarterly
Review, September, [email protected]
Magee, S. P. (1973) “Currency Contracts, Pass Through, and Devaluation”. Brookings
Papers of Economic Activity, Vol.1,pp.303-325.
Miles, M. A. (1979) ―The Effects of Devaluation on the Trade Balance and the Balance of
Payments: Some New Results,‖ Journal of Political Economy, June, pp.600 - 620.
Miles, D. & Scott, A. (2005) Macroeconomics: Understanding the Wealth of Nations.
Second Edition, London: John Wiley & Sons, Inc., pp. 519
Mohammad, S. D. &Hussain, A. (2010) ―The role of Exchange Rate on Balance of
Trade: Empirical from Pakistan, European Journal of Social Sciences, Vol.14, No.1, pp.150 –
156
Petrovic, P. &Gligoric, M. (2010) “Exchange Rate and Trade Balance: J-curve
Effect” PANOECONOMICUS, Vol.1,pp.23-41
Phillips, P. C. B. (1986) “Understanding Spurious Regressions in Econometrics”, Journal of
Econometrics, December, pp.311-40.
Rose, A. K. (1991) “The Role of Exchange Rates in a Popular Model of International Trade:
Does the ‗Marshall-Lerner Condition Hold?” Journal of International Economics, May,
pp.301- 316.
Rose, A. K. &Yellen, J. L. (1989) ―Is There a J-Curve?‖ Journal of Monetary Economics,
July, pp.53-68.
Shabahz, M., Awan, R. & Ahmad, K. (2011) “The Exchange Value of the Pakistan Rupee
and Pakistan Trade Balance: An ARDL Bounds Testing Approach”,The Journal of
Developing Areas, Vol. 44, No. 2, pp.69-93.
Shabahz, M., Jalil, A. & Islam, F. (2012) “Real Exchange Rate Changes and the Trade
Balance: The Evidence from Pakistan”,The International Trade Journal, Vol. 26, No. 2,
pp.139-153. Shirvani, H. &Wilbratte, B. (1997) “Relationship between the Real Exchange
Rate and the Trade Balance: An Empirical Reassessment”, International Economic Journal,
Vol.11, No.1,pp. 39 -50
Stucka, Tihomir (2003) “The Impact of Exchange rate Changes on the Trade Balance in
Croatia” Croatian National Bank Working Paper Series, No. W – 11, October.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -27- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Sugema, I. (2005) “The Determinants of Trade Balance and Adjustment to the Crisis
in Indonesia”. Centre for International Economics Studies, No.0508.
Thorbecke, W. (2006) ―The Effect of Exchange Rate Changes on Trade in East Asia.
RIETI Discussion Paper Series, 05-E-009
Wilson, P. &Kua, C.T. (2001) “Exchange Rates and the Trade Balance: The Case of
Singapore 1970 to 1996”. Journal of Asian Economics,Vol.12, pp.47-63.
Yuen-Ling, N., Wai-Mun, H. &Geoi-Mei, T. (2008) “Real Exchange Rate and Trade
Balance Relationship: An Empirical Study on Malaysia”, International Journal of Business
and Management, Vol.3, No.8,pp.130 -137
Các trang web tham khảo
http://aric.adb.org
https://elibrary-data.imf.org
http://www.oecd.org
http://www.oanda.com
http://www.gso.gov.vn
http://www.stats.gov.cn
http://www.singstat.gov.sg
http://www.worldbank.org
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -28- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
PHỤC LỤC
Phụ lục 1. Các khái niệm:
Tỷ giá danh nghĩa: là tỷ giá được sử dụng hàng ngày trong giao dịch trên thị trường ngoại hối,
nó chính là giá của một đồng tiền được biểu thị thông qua đồng tiền khác mà chưa đề cập đến
tương quan sức mua hàng hóa và dịch vụ giữa chúng.
Tỷ giá danh nghĩa đa phương (NEER–Nominal Efective Exchange rate)
NEER không phải là tỷ giá, nó là một chỉ số được tính bằng cách chọn ra một số loại ngoại
tệ đặc trưng (rổ tiền tệ) và tính tỷ giá trung bình các tỷ giá danh nghĩa của các đồng tiền có
tham gia vào rổ tiền tệ với tỷ trọng tỷ giá tương ứng.
Tỷ giá thực song phương (RER) là tỷ giá danh nghĩa đã được điều chỉnh
theo mức chênh lệch lạm phát giữa hai nước, nó là chỉ số thể hiện sức mua của đồng nội tệ so
với đồng ngoại tệ. Vì thế có thể xem tỷ giá thực là thước đo sức cạnh tranh trong mậu dịch
quốc tế của một quốc gia so với một quốc gia khác.
Tỷ giá thực đa phương là một chỉ số phản ánh mức độ cạnh tranh về giá cả của quốc gia và là
cơ sở để đánh giá đồng nội tệ bị định giá cao hay thấp. Chỉ số này rất hữu ích cho việc đạt
được mục tiêu thích hợp trong cơ chế tỷ giá hỗn hợp giữa linh hoạt và cố định. Vì vậy, nó được
nhìn nhận như là dữ liệu cơ bản cho quá trình thực thi chính sách.
Tỷ giá thực đa phương được tính toán để định ra giá trị thực của đồng nội tệ so với các ngoại
tệ (rổ ngoại tệ). Bằng cách điều chỉnh tỷ giá theo chênh lệch lạm phát quốc nội so với lạm phát
các đối tác tác thương mại, ta sẽ có tỷ giá thực song phương với từng đồng ngoại tệ. Sau đó
xác định quyền số (mức độ ảnh hưởng đối với tỷ giá thực thông qua tỷ trọng thương mại của
trong rổ tiền tệ tại thời điểm t = i.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -29- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Phục lục 2: dữ liệu thu thập ( chi tiết theo file dữ liệu đính kèm)
Dữ liệu tỉ giá thực REER, GDP Việt Nam, GDP nước ngoài, tỉ số xuất khẩu/ nhập khẩu
REER GDP_VN GDP_WORLD XK/NK
Q1-2000 100,0000 105,6247 101,3090 0,7921
Q2-2000 101,2074 106,7184 101,3449 0,7395
Q3-2000 101,3878 106,9155 101,1628 0,8895
Q4-2000 100,8740 107,5622 100,3939 0,7017
Q1-2001 82,8471 107,1425 99,4984 0,7989
Q2-2001 99,3645 106,9004 99,0977 0,8279
Q3-2001 97,1451 106,9402 97,9953 0,8594
Q4-2001 94,2226 106,6798 98,6604 0,6339
Q1-2002 92,4203 106,5875 99,9888 0,7192
Q2-2002 99,2984 107,0399 101,0034 0,7528
Q3-2002 98,1135 107,1128 100,9937 0,8536
Q4-2002 99,7160 107,4326 100,4346 0,8532
Q1-2003 99,2876 106,7960 100,5949 0,8029
Q2-2003 100,8281 106,4593 99,9946 0,6673
Q3-2003 102,9891 108,1128 101,9706 1,2829
Q4-2003 106,6377 107,8831 103,7030 0,6818
Q1-2004 105,6898 106,9821 103,5912 0,8562
Q2-2004 100,8089 107,0796 104,0673 0,7271
Q3-2004 95,5312 108,0034 102,7576 0,3496
Q4-2004 108,3956 108,8139 103,2502 0,7168
Q1-2005 101,1203 107,4437 103,7216 0,4389
Q2-2005 98,4323 108,0414 105,2435 0,3330
Q3-2005 101,4786 109,2610 104,4480 1,0202
Q4-2005 99,0173 108,7820 104,8903 0,8219
Q1-2006 91,4692 107,3496 106,1251 0,4380
Q2-2006 95,9118 107,4187 105,8321 0,8479
Q3-2006 96,7123 108,7776 105,3118 0,7476
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -30- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Q4-2006 96,0541 109,0751 106,1184 0,7476
Q1-2007 94,9844 107,6588 106,9202 0,6884
Q2-2007 97,4957 107,9884 107,9021 0,6408
Q3-2007 97,4406 108,7299 107,8665 0,6994
Q4-2007 97,3637 109,1600 107,5514 0,6123
Q1-2008 95,3207 107,5207 106,8222 0,5799
Q2-2008 91,5790 105,8209 104,9306 0,5498
Q3-2008 82,6899 106,4724 103,6225 0,7420
Q4-2008 85,1588 105,8249 100,9120 0,7414
Q1-2009 83,8692 103,1400 99,6402 0,8123
Q2-2009 86,4203 104,4600 102,1913 0,6544
Q3-2009 89,1360 106,0400 103,7797 0,6425
Q4-2009 91,3392 106,9000 106,2025 0,5868
Q1-2010 91,4212 105,8400 107,8755 0,7401
Q2-2010 88,9132 106,4400 107,4916 0,6580
Q3-2010 94,7206 107,1800 106,5522 0,7563
Q4-2010 93,8592 107,3400 106,6007 0,6471
Q1-2011 96,8367 105,5700 105,9325 0,7185
Q2-2011 91,5800 105,6800 105,1446 0,6674
Q3-2011 87,7903 106,0700 105,9305 0,8077
Q4-2011 87,7518 106,1000 105,1071 0,7453
Q1-2012 85,2333 104,7500 105,3287 0,8190
Q2-2012 85,6832 104,8000 105,7790 0,7806
Q3-2012 85,6294 105,0500 105,3723 0,8816
Q4-2012 84,5556 105,4400 106,7635 0,7472
Q1-2013 104,7600 105,8382 81,4293 0,6385
Dữ liệu sau khi chuyển sang logarit tự nhiên.
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -31- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
lnREER lnGDP_VN lnGDP_WORLD lnXK/NK
Q1-2000 4,6052 4,6599 4,6182 -0,2331
Q2-2000 4,6172 4,6702 4,6185 -0,3017
Q3-2000 4,6190 4,6720 4,6167 -0,1171
Q4-2000 4,6139 4,6781 4,6091 -0,3542
Q1-2001 4,4170 4,6742 4,6001 -0,2245
Q2-2001 4,5988 4,6719 4,5961 -0,1889
Q3-2001 4,5762 4,6723 4,5849 -0,1516
Q4-2001 4,5457 4,6698 4,5917 -0,4559
Q1-2002 4,5263 4,6690 4,6051 -0,3297
Q2-2002 4,5981 4,6732 4,6152 -0,2839
Q3-2002 4,5861 4,6739 4,6151 -0,1583
Q4-2002 4,6023 4,6769 4,6095 -0,1587
Q1-2003 4,5980 4,6709 4,6111 -0,2196
Q2-2003 4,6134 4,6678 4,6051 -0,4046
Q3-2003 4,6346 4,6832 4,6247 0,2491
Q4-2003 4,6694 4,6810 4,6415 -0,3830
Q1-2004 4,6605 4,6727 4,6405 -0,1552
Q2-2004 4,6132 4,6736 4,6450 -0,3187
Q3-2004 4,5595 4,6822 4,6324 -1,0509
Q4-2004 4,6858 4,6896 4,6372 -0,3330
Q1-2005 4,6163 4,6770 4,6417 -0,8236
Q2-2005 4,5894 4,6825 4,6563 -1,0998
Q3-2005 4,6198 4,6937 4,6487 0,0200
Q4-2005 4,5953 4,6893 4,6529 -0,1961
Q1-2006 4,5160 4,6761 4,6646 -0,8256
Q2-2006 4,5634 4,6767 4,6619 -0,1650
Q3-2006 4,5717 4,6893 4,6569 -0,2909
Q4-2006 4,5649 4,6920 4,6646 -0,2909
Q1-2007 4,5537 4,6790 4,6721 -0,3734
Q2-2007 4,5798 4,6820 4,6812 -0,4451
Q3-2007 4,5792 4,6889 4,6809 -0,3575
Q4-2007 4,5785 4,6928 4,6780 -0,4905
Q1-2008 4,5572 4,6777 4,6712 -0,5448
Q2-2008 4,5172 4,6617 4,6533 -0,5983
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -32- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Q3-2008 4,4151 4,6679 4,6408 -0,2984
Q4-2008 4,4445 4,6618 4,6142 -0,2992
Q1-2009 4,4293 4,6361 4,6016 -0,2078
Q2-2009 4,4592 4,6488 4,6268 -0,4241
Q3-2009 4,4902 4,6638 4,6423 -0,4424
Q4-2009 4,5146 4,6719 4,6653 -0,5331
Q1-2010 4,5155 4,6619 4,6810 -0,3009
Q2-2010 4,4877 4,6676 4,6774 -0,4185
Q3-2010 4,5509 4,6745 4,6686 -0,2793
Q4-2010 4,5418 4,6760 4,6691 -0,4353
Q1-2011 4,5730 4,6594 4,6628 -0,3306
Q2-2011 4,5172 4,6604 4,6553 -0,4044
Q3-2011 4,4750 4,6641 4,6628 -0,2136
Q4-2011 4,4745 4,6644 4,6550 -0,2940
Q1-2012 4,4454 4,6516 4,6571 -0,1997
Q2-2012 4,4507 4,6521 4,6614 -0,2477
Q3-2012 4,4500 4,6544 4,6575 -0,1261
Q4-2012 4,4374 4,6581 4,6706 -0,2915
Q1-2013 4,6517 4,6619 4,3997 -0,4486
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -33- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Phụ lục 3 : kết quả kiểm định unit root ADF
Null Hypothesis: BOT has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Automatic - based on AIC, maxlag=3)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2,575084 0,1050
Test critical values: 1% level -3,571310
5% level -2,922449
10% level -2,599224
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(BOT)
Method: Least Squares
Date: 09/30/13 Time: 01:07
Sample (adjusted): 2000Q4 2012Q4
Included observations: 49 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
BOT(-1) -0,593970 0,230661 -2,575084 0,0134
D(BOT(-1)) -0,381559 0,193418 -1,972722 0,0547
D(BOT(-2)) -0,356815 0,139079 -2,565556 0,0137
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -34- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
C -0,208069 0,086648 -2,401331 0,0205
S.E. of regression 0,225384 Akaike info criterion -0,063916
Sum squared resid 2,285904 Schwarz criterion 0,090518
Log likelihood 5,565948 Hannan-Quinn criter, -0,005324
Durbin-Watson stat 1,846853
kiểm định ở level cho thấy chuỗi dữ liệu BOT là không dừng
Null Hypothesis: D(BOT) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=3)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -11,01846 0,0000
Test critical values: 1% level -3,571310
5% level -2,922449
10% level -2,599224
*MacKinnon (1996) one-sided p-values,
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(BOT,2)
Method: Least Squares
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -35- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Date: 09/30/13 Time: 01:08
Sample (adjusted): 2000Q4 2012Q4
Included observations: 49 after adjustments
Variable Coefficient Std, Error t-Statistic Prob,
D(BOT(-1)) -2,337125 0,212110 -11,01846 0,0000
D(BOT(-1),2) 0,556006 0,122454 4,540549 0,0000
C -0,000924 0,034114 -0,027085 0,9785
S,E, of regression 0,238781 Akaike info criterion 0,032728
Sum squared resid 2,622748 Schwarz criterion 0,148554
Log likelihood 2,198156 Hannan-Quinn criter, 0,076672
Durbin-Watson stat 1,927618
kiểm định ở sai phân bậc một cho thấy chuỗi dữ liệu BOT là dừng
Null Hypothesis: REER has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=3)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.886674 0.3358
Test critical values: 1% level -3.568308
5% level -2.921175
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -36- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
10% level -2.598551
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(REER)
Method: Least Squares
Date: 09/30/13 Time: 01:12
Sample (adjusted): 2000Q3 2012Q4
Included observations: 50 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
REER(-1) -0,218038 0,115568 -1,886674 0,0654
D(REER(-1)) -0,250477 0,144315 -1,735629 0,0892
C 0,988016 0,526236 1,877517 0,0667
S.E. of regression 0,050018 Akaike info criterion -3,094750
Sum squared resid 0,117584 Schwarz criterion -2,980029
Log likelihood 80,36876 Hannan-Quinn criter, -3,051064
Durbin-Watson stat 2,076393
kiểm định ở cấp level cho thấy chuỗi dữ liệu REER là không dừng
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -37- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Null Hypothesis: D(REER) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=3)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -7,128629 0,0000
Test critical values: 1% level -3,571310
5% level -2,922449
10% level -2,599224
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(REER,2)
Method: Least Squares
Date: 09/30/13 Time: 01:13
Sample (adjusted): 2000Q4 2012Q4
Included observations: 49 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(REER(-1)) -1,687273 0,236690 -7,128629 0,0000
D(REER(-1),2) 0,234843 0,143168 1,640329 0,1078
C -0,005989 0,007319 -0,818238 0,4174
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -38- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
R-squared 0,700678 Mean dependent var -0,000294
Adjusted R-squared 0,687664 S.D. dependent var 0,091156
S.E. of regression 0,050944 Akaike info criterion -3,056900
Sum squared resid 0,119384 Schwarz criterion -2,941075
Log likelihood 77,89406 Hannan-Quinn criter. -3,012956
F-statistic 53,84042 Durbin-Watson stat 2,054620
Prob(F-statistic) 0,000000
kiểm định ở sai phân bậc một cho thấy chuỗi dữ liệu REER là dừng
Null Hypothesis: GDP_VN has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Automatic - based on AIC, maxlag=3)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1,261812 0,6399
Test critical values: 1% level -3,571310
5% level -2,922449
10% level -2,599224
*MacKinnon (1996) one-sided p-values,
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -39- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(GDP_VN)
Method: Least Squares
Date: 09/30/13 Time: 01:14
Sample (adjusted): 2000Q4 2012Q4
Included observations: 49 after adjustments
Variable
Coefficien
t Std, Error t-Statistic Prob,
GDP_VN(-1) -0,137144 0,108688 -1,261812 0,2135
D(GDP_VN(-1)) 0,064924 0,136043 0,477232 0,6355
D(GDP_VN(-2)) -0,470956 0,133960 -3,515657 0,0010
C 0,640451 0,507862 1,261074 0,2138
R-squared 0,326862 Mean dependent var -0,000284
Adjusted R-squared 0,281987 S,D, dependent var 0,008924
S,E, of regression 0,007562 Akaike info criterion -6,853248
Sum squared resid 0,002573 Schwarz criterion -6,698814
Log likelihood 171,9046 Hannan-Quinn criter, -6,794656
F-statistic 7,283705 Durbin-Watson stat 1,925638
kiểm định ở cấp bậc level cho thấy chuỗi dữ liệu GDP_VN là không dừng
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -40- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Null Hypothesis: D(GDP_VN) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 3 (Automatic - based on AIC, maxlag=3)
t-Statistic Prob,*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2,944603 0,0479
Test critical values: 1% level -3,577723
5% level -2,925169
10% level -2,600658
*MacKinnon (1996) one-sided p-values,
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(GDP_VN,2)
Method: Least Squares
Date: 09/30/13 Time: 01:15
Sample (adjusted): 2001Q2 2012Q4
Included observations: 47 after adjustments
Variable Coefficient Std, Error t-Statistic Prob,
D(GDP_VN(-1)) -1,065344 0,361795 -2,944603 0,0053
D(GDP_VN(-1),2) 0,044858 0,290488 0,154421 0,8780
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -41- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
D(GDP_VN(-2),2) -0,338219 0,203204 -1,664430 0,1035
D(GDP_VN(-3),2) -0,350742 0,141685 -2,475499 0,0174
C -0,000552 0,001061 -0,520888 0,6052
S,E, of regression 0,007217 Akaike info criterion -6,924415
Sum squared resid 0,002188 Schwarz criterion -6,727591
Log likelihood 167,7238 Hannan-Quinn criter, -6,850349
Durbin-Watson stat 1,903455
kiểm định ở sai phân bậc một cho thấy chuỗi dữ liệu GDP_VN là dừng
Null Hypothesis: GDP_W has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=3)
t-Statistic Prob,*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2,006248 0,2833
Test critical values: 1% level -3,568308
5% level -2,921175
10% level -2,598551
*MacKinnon (1996) one-sided p-values,
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -42- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(GDP_W)
Method: Least Squares
Date: 09/30/13 Time: 01:19
Sample (adjusted): 2000Q3 2012Q4
Included observations: 50 after adjustments
Variable
Coefficien
t Std, Error t-Statistic Prob,
GDP_W(-1) -0,106149 0,052909 -2,006248 0,0506
D(GDP_W(-1)) 0,414814 0,134732 3,078799 0,0035
C 0,493423 0,245571 2,009291 0,0503
R-squared 0,197958 Mean dependent var 0,001042
Adjusted R-squared 0,163829 S,D, dependent var 0,010816
S,E, of regression 0,009891 Akaike info criterion -6,336353
Sum squared resid 0,004598 Schwarz criterion -6,221632
Log likelihood 161,4088 Hannan-Quinn criter, -6,292667
F-statistic 5,800228 Durbin-Watson stat 1,965581
Prob(F-statistic) 0,005606
kiểm định ở cấp level cho thấy chuỗi dữ liệu GDP_W là không dừng
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -43- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Null Hypothesis: D(GDP_W) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 3 (Automatic - based on AIC, maxlag=3)
t-Statistic Prob,*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -5,011397 0,0001
Test critical values: 1% level -3,577723
5% level -2,925169
10% level -2,600658
*MacKinnon (1996) one-sided p-values,
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(GDP_W,2)
Method: Least Squares
Date: 09/30/13 Time: 01:20
Sample (adjusted): 2001Q2 2012Q4
Included observations: 47 after adjustments
Variable Coefficient Std, Error t-Statistic Prob,
D(GDP_W(-1)) -1,092468 0,217997 -5,011397 0,0000
D(GDP_W(-1),2) 0,392107 0,188491 2,080243 0,0436
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -44- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
D(GDP_W(-2),2) 0,388679 0,167902 2,314918 0,0256
D(GDP_W(-3),2) 0,378190 0,145119 2,606063 0,0126
C 0,001499 0,001449 1,034140 0,3070
R-squared 0,434763 Mean dependent var 0,000470
Adjusted R-squared 0,380931 S,D, dependent var 0,012511
S,E, of regression 0,009844 Akaike info criterion -6,303630
Sum squared resid 0,004070 Schwarz criterion -6,106806
Log likelihood 153,1353 Hannan-Quinn criter, -6,229564
F-statistic 8,076287 Durbin-Watson stat 2,001559
Prob(F-statistic) 0,000063
Kiểm định ở sai phân bậc một cho thấy chuỗi dữ liệu GDP_W là dừng
phụ lục Kiểm tra đồng tích hợp
Date: 10/20/13 Time: 15:51
Sample (adjusted): 2000Q4 2012Q4
Included observations: 49 after adjustments
Trend assumption: Quadratic deterministic trend
Series: BOT REER GDP_VN GDP_W
Lags interval (in first differences): 1 to 2
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesize
d Trace 0,05
No, of CE(s) Eigenvalue Statistic
Critical
Value Prob,**
None * 0,675180 80,09137 55,24578 0,0001
At most 1 0,210243 24,99172 35,01090 0,3841
At most 2 0,149147 13,42623 18,39771 0,2158
At most 3 * 0,106393 5,511944 3,841466 0,0189
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -45- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0,05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0,05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesize
d Max-Eigen 0,05
No, of CE(s) Eigenvalue Statistic
Critical
Value Prob,**
None * 0,675180 55,09965 30,81507 0,0000
At most 1 0,210243 11,56549 24,25202 0,7994
At most 2 0,149147 7,914287 17,14769 0,6123
At most 3 * 0,106393 5,511944 3,841466 0,0189
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0,05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0,05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
BOT REER GDP_VN GDP_W
-2,203436 8,640125 -262,9231 129,3650
-6,597393 1,642608 -87,96982 -17,81957
1,846961 -28,57191 -37,99886 54,99855
-4,585515 -18,67116 56,71637 28,51080
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(BOT) -0,052467 0,057247 -0,010544 0,044827
D(REER) -0,014234 0,003979 0,015942 0,000596
D(GDP_VN) 0,002271 0,002009 0,000825 -0,000899
D(GDP_W) -0,003975 0,002350 4,68E-05 -0,001870
1 Cointegrating
Equation(s):
Log
likelihood 468,1790
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
BOT REER GDP_VN GDP_W
1,000000 -3,921205 119,3241 -58,71059
(1,79976) (13,7097) (7,28625)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(BOT) 0,115607
(0,06833)
D(REER) 0,031363
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -46- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
(0,01550)
D(GDP_VN) -0,005004
(0,00208)
D(GDP_W) 0,008759
(0,00292)
2 Cointegrating
Equation(s):
Log
likelihood 473,9618
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
BOT REER GDP_VN GDP_W
1,000000 0,000000 6,147860 6,864731
(13,2371) (7,13030)
0,000000 1,000000 -28,86262 16,72326
(4,93629) (2,65899)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(BOT) -0,262072 -0,359286
(0,20580) (0,26022)
D(REER) 0,005109 -0,116445
(0,04872) (0,06160)
D(GDP_VN) -0,018261 0,022923
(0,00616) (0,00779)
D(GDP_W) -0,006743 -0,030487
(0,00883) (0,01116)
3 Cointegrating
Equation(s):
Log
likelihood 477,9189
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
BOT REER GDP_VN GDP_W
1,000000 0,000000 0,000000 10,52339
(3,24965)
0,000000 1,000000 0,000000 -0,453198
(0,81717)
0,000000 0,000000 1,000000 -0,595111
(0,04300)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(BOT) -0,281547 -0,058017 9,159412
(0,21258) (0,88306) (8,26615)
D(REER) 0,034553 -0,571925 2,786564
(0,04684) (0,19459) (1,82155)
D(GDP_VN) -0,016738 -0,000640 -0,805228
(0,00630) (0,02617) (0,24497)
D(GDP_W) -0,006657 -0,031825 0,836688
(0,00913) (0,03794) (0,35516)
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -47- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
phụ lục Kiểm định nguyên nhân Granger
Pairwise Granger Causality Tests
Date: 10/20/13 Time: 16:17
Sample: 2000Q1 2012Q4
Lags: 2
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability
D(REER) does not Granger Cause D(BOT) 49 2,95246 0,06263
D(BOT) does not Granger Cause D(REER) 1,39852 0,25772
D(GDP_VN) does not Granger Cause D(BOT) 49 1,34746 0,27041
D(BOT) does not Granger Cause D(GDP_VN) 1,09644 0,34301
D(GDP_W) does not Granger Cause D(BOT) 49 1,80700 0,17612
D(BOT) does not Granger Cause D(GDP_W) 0,18325 0,83319
D(GDP_VN) does not Granger Cause D(REER) 49 1,26743 0,29163
D(REER) does not Granger Cause D(GDP_VN) 1,05960 0,35527
D(GDP_W) does not Granger Cause D(REER) 49 1,64717 0,20425
D(REER) does not Granger Cause D(GDP_W) 4,70124 0,01411
D(GDP_W) does not Granger Cause
D(GDP_VN) 49 6,07090 0,00470
D(GDP_VN) does not Granger Cause D(GDP_W) 0,51557 0,60072
Phụ lục kiểm định Mô hình VECM
Vector Error Correction Estimates
Date: 10/20/13 Time: 16:42
Sample (adjusted): 2000Q4 2012Q4
Included observations: 49 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
BOT(-1) 1,000000
REER(-1) -3,921205
(1,79976)
[-2,17874]
GDP_VN(-1) 119,3241
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -48- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
(13,7097)
[ 8,70364]
GDP_W(-1) -58,71059
(7,28625)
[-8,05773]
@TREND(00Q1) 0,113413
C -269,8620
Error Correction: D(BOT) D(REER)
D(GDP_VN
) D(GDP_W)
CointEq1 0,115607 0,031363 -0,005004 0,008759
(0,06833) (0,01550) (0,00208) (0,00292)
[ 1,69186] [ 2,02362] [-2,40672] [ 2,99973]
D(BOT(-1)) -0,867042 -0,043900 0,001853 -0,008739
(0,13478) (0,03057) (0,00410) (0,00576)
[-6,43295] [-1,43603] [ 0,45185] [-1,51735]
D(BOT(-2)) -0,492561 -0,057116 -0,001334 -0,007166
(0,12817) (0,02907) (0,00390) (0,00548)
[-3,84297] [-1,96470] [-0,34214] [-1,30845]
D(REER(-1)) -0,346240 -0,482341 0,001894 0,054452
(0,68698) (0,15582) (0,02090) (0,02936)
[-0,50400] [-3,09556] [ 0,09061] [ 1,85486]
D(REER(-2)) -1,524141 -0,211746 0,024608 0,090721
(0,68367) (0,15507) (0,02080) (0,02921)
[-2,22935] [-1,36552] [ 1,18288] [ 3,10532]
D(GDP_VN(-1)) -2,570906 -0,684941 0,180757 -0,472893
(5,52236) (1,25255) (0,16804) (0,23598)
[-0,46554] [-0,54684] [ 1,07568] [-2,00392]
D(GDP_VN(-2)) -9,598354 -0,862490 -0,460142 -0,293016
(4,81441) (1,09198) (0,14650) (0,20573)
[-1,99367] [-0,78984] [-3,14096] [-1,42426]
D(GDP_W(-1)) -3,219388 1,464411 -0,008086 0,518198
(3,65224) (0,82838) (0,11113) (0,15607)
[-0,88148] [ 1,76780] [-0,07276] [ 3,32031]
D(GDP_W(-2)) 11,63095 1,193528 0,061591 0,159021
(4,25977) (0,96618) (0,12962) (0,18203)
Ảnh hưởng của tỉ giá thực lên cán cân thương mại : nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam
SVTT: Nguyễn Văn Thạnh -49- GVHD: PG. TS. Trần Thị Thùy Linh
[ 2,73042] [ 1,23531] [ 0,47517] [ 0,87360]
C -0,027415 -0,003429 0,001407 0,001019
(0,06775) (0,01537) (0,00206) (0,00290)
[-0,40464] [-0,22314] [ 0,68237] [ 0,35214]
@TREND(00Q1) 0,000399 -0,000186 -6,21E-05 -6,30E-06
(0,00226) (0,00051) (6,9E-05) (9,7E-05)
[ 0,17640] [-0,36241] [-0,90164] [-0,06509]
R-squared 0,647742 0,368900 0,566283 0,428760
Adj, R-squared 0,555042 0,202821 0,452147 0,278434
Sum sq, resids 1,790690 0,092122 0,001658 0,003270
S,E, equation 0,217079 0,049237 0,006605 0,009276
F-statistic 6,987538 2,221231 4,961466 2,852198
Log likelihood 11,54789 84,24541 182,6737 166,0350
Akaike AIC -0,022363 -2,989609 -7,007090 -6,327959
Schwarz SC 0,402332 -2,564914 -6,582396 -5,903265
Mean dependent -0,003558 -0,003705 -0,000284 0,001100
S,D, dependent 0,325431 0,055146 0,008924 0,010920
Determinant resid covariance (dof
adj,) 1,63E-13
Determinant resid covariance 5,90E-14
Log likelihood 468,1790
Akaike information criterion -17,15016
Schwarz criterion -15,29695