Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương mại quốc tế của Việt Nam - Trần Thị Tuyết Anh

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM

----------------

TRẦN THỊ TUYẾT ANH

ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG

TỶ GIÁ LÊN THƯƠNG MẠI

QUỐC TẾ CỦA VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM

----------------

TRẦN THỊ TUYẾT ANH

ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ LÊN THƯƠNG MẠI QUỐC TẾ CỦA VIỆT NAM

Chuyên ngành : Tài chính – Ngân hàng

Mã số : 60340201

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

GS.TS. Trần Ngọc Thơ

Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn “Ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương mại quốc

tế của Việt Nam” là công trình nghiên cứu của chính tôi.

Ngoài những tài liệu tham khảo đã được trích dẫn trong luận văn, tôi cam đoan rằng mọi số liệu và kết quả nghiên cứu của luận văn này chưa từng được công bố hoặc được sử dụng dưới bất cứ hình thức nào.

Thành phố Hồ Chí Minh, ngày tháng 12 năm 2013

Tác giả

Trần Thị Tuyết Anh

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG BIỂU

DANH MỤC HÌNH VẼ

TÓM TẮT ................................................................................................................... 1

1. GIỚI THIỆU CHUNG .......................................................................................... 2

Đối tượng nghiên cứu ......................................................................................... 2

Mục tiêu nghiên cứu ........................................................................................... 3

Phương pháp nghiên cứu .................................................................................... 3

1.1 Biến động tỷ giá .................................................................................................. 4

1.2 Cán cân thương mại ............................................................................................ 8

1.3 Lý thuyết về mối quan hệ giữa tỷ giá và hoạt động thương mại quốc tế ........... 9

2. TỔNG QUAN TÀI LIỆU NGHIÊN CỨU .......................................................... 12

3. PHƯƠNG PHÁP THỰC NGHIỆM .................................................................... 16

3.1 Xây dựng mô hình nghiên cứu ......................................................................... 16

3.2 Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu ................................................................ 18

3.3 Ước lượng biến động tỷ giá .............................................................................. 18

3.3.1 Kiểm định tính dừng của chuỗi biến động tỷ giá theo ngày ...................... 18

3.3.2 Ước lượng các tham số của mô hình ARIMA ............................................ 20

3.4 Ước lượng phương trình thương mại…………………………………………..27

3.3.3 Ước lượng mô hình ARCH, GARCH ......................................................... 25

4. KẾT QUẢ ........................................................................................................... 29

4.1 Kết quả ước lượng phương trình xuất khẩu tổng hợp ...................................... 29

4.2 Kết quả ước lượng phương trình nhập khẩu tổng hợp ..................................... 31

4.3 Phân tích mô hình xuất, nhập khẩu của một số mặt hàng chủ yếu ................... 34

4.4 Phân tích dữ liệu quốc gia song phương .......................................................... 37

5. KẾT LUẬN ........................................................................................................ 45

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

AR AutoRegressive - Tự hồi quy

ARCH AutoRegressive Conditional Heteroskedasticity - Tự hồi quy phương sai

thay đổi

ARDL Autoregressive Distributed Lag - Mô hình phân bố trễ tự hồi quy

ARIMA AutoRegressive Integrated Moving Average - Tự hồi quy kết hợp trung

bình trượt

CCTM Cán cân thương mại

CPI Consumer price index - Chỉ số giá tiêu dùng

GARCH General AutoRegressive Conditional Heteroskedasticity - Tự hồi quy

phương sai thay đổi dạng tổng quát

GDP Gross Domestic Product - Tổng sản phẩm quốc nội

GSO General Statistics Office - Tổng Cục Thống kê

IMF International Monetary Fund - Quỹ Tiền tệ Quốc tế

MA Moving Average - Trung bình trượt

NHNN Ngân hàng Nhà nước

OLS Ordinary Least Squares - Bình phương bé nhất thông thường

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 3.1: Kết quả kiểm định tính dừng cho chuỗi dữ liệu biến động tỷ giá theo ngày

Bảng 3.2: Correlogram Specification của biến động tỷ giá

Bảng 3.3: Ước lượng mô hình ARIMA của biến động tỷ giá

Bảng 3.4: Kết quả kiểm định các tham số mô hình ARIMA

Bảng 3.5: Các mô hình ARIMA được xác định từ biểu đồ tương quan

Bảng 3.6: Bảng mô hình ARIMA(1,0,1)

Bảng 3.7: Kiểm định nhiễu trắng

Bảng 3.8: Kết quả kiểm tra ảnh hưởng của ARCH đối với mô hình

Bảng 3.9: Tóm tắt kết quả so sánh mô hình ARCH được sử dụng để đo lường biến động

Bảng 3.10: Kết quả ước lượng với mô hình ARCH (2)

Bảng 4.1: Kết quả hồi quy cho xuất khẩu tổng hợp

Bảng 4.2: Kết quả kiểm định tham số của phương trình xuất khẩu tổng hợp

Bảng 4.3: Kết quả hồi quy cho nhập khẩu tổng hợp

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định tham số của phương trình nhập khẩu tổng hợp

Bảng 4.5: Kết quả hối quy cho xuất khẩu một số mặt hàng chủ yếu

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy cho nhập khẩu một số mặt hàng chủ yếu

Bảng 4.7: Tóm tắt các mô hình ARCH đáng tin cậy với dữ liệu tỷ giá song phương

Bảng 4.8: Kết quả hồi quy xuất khẩu song phương

Bảng 4.9: Kết quả hồi quy nhập khẩu song phương

DANH MỤC HÌNH VẼ

Hình 1.1: Diễn biến tỷ giá USD/VND theo ngày từ 1/1/2004-28/6/2013

Hình 1.2: Tình hình xuất, nhập khẩu và CCTM Việt Nam từ năm 2004-2013

Hình 4.1: Test CUSUM, kiểm tra tính ổn định của mô hình

1

TÓM TẮT

Đề tài nghiên cứu sự ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương mại quốc tế của

Việt Nam. Sử dụng mô hình ARCH để ước lượng biến động tỷ giá với bộ số liệu chuỗi

thời gian từ quý 1/2004 đến quý 2/2013. Ngoài dữ liệu thương mại xuất, nhập khẩu

tổng hợp được sử dụng, mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và thương mại quốc tế còn

được mở rộng phân tích thêm với việc sử dụng dữ liệu xuất, nhập khẩu riêng rẻ từng

mặt hàng cụ thể và dữ liệu thương mại song phương giữa Việt Nam và các nước đối

tác. Việc phân tích như thế sẽ giúp chúng ta tránh được sự đánh đồng các mối quan hệ

và có thể phát hiện ra những mức độ ảnh hưởng khác nhau đối với các thị trường hàng

hóa khác nhau. Từ đó có thể loại bỏ được các mối quan hệ không đáng kể.

Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng, biến động tỷ giá có ảnh hưởng tích cực đối với xuất

khẩu và có mối quan hệ nghịch chiều đối với nhập khẩu của Việt Nam. Ảnh hưởng của

biến động là khác nhau đối với các thị trường hàng hóa khác nhau mặc dù có một số

kết quả không được thể hiện rõ nét như sự kỳ vọng.

Từ khóa: ARCH, biến động tỷ giá, thương mại, xuất khẩu, nhập khẩu.

2

1. GIỚI THIỆU CHUNG

Trong bối cảnh hội nhập kinh tế toàn cầu ngày càng mạnh mẽ, vấn đề giao thương

giữa các nước luôn được đặt lên hàng đầu.Trong đó xuất khẩu, nhập khẩu và tỷ giá hối

đoái luôn giữ vai trò trọng tâm. Trong khi tỷ giá hối đoái là một biến số có ảnh hưởng

lớn đến tính cạnh tranh của hàng hóa ngoại thương thì xuất, nhập khẩu lại đóng vai trò

chủ yếu trong tỷ trọng cán cân tài khoản vãng lai của một quốc gia. Người ta nhận thấy

rằng biến động tỷ giá có thể có ảnh hưởng tốt hoặc làm cho cán cân thương mại (nội

dung chủ yếu trong cán cân tài khoản vãng lai) của một nước trở nên xấu đi. Vì thế,

việc kiểm soát tốt dòng chảy thương mại dưới những biến động không ngừng của tỷ

giá luôn là nhiệm vụ cơ bản của chính sách kinh tế vĩ mô.

Trong những năm gần đây, bên cạnh những bước chuyển biến mới tích cực đạt được

trong quá trình hội nhập, nền kinh tế Việt Nam hòa cùng với kinh tế thế giới ngày càng

phải đối mặt với nhiều diễn biến phức tạp và thách thức. Trong đó vấn đề điều hành

chính sách tỷ giá để giữ vững và nâng cao tính cạnh tranh của hàng hóa xuất khẩu, cải

thiện cán cân thương mại cần phải được thực hiện một cách linh hoạt và kịp thời. Đề

tài “ Ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương mại quốc tế của Việt Nam” được thực

hiện nhằm phân tích, đánh giá cụ thể hơn mối quan hệ giữa các đại lượng này để từ đó

thấy được tầm quan trọng của cơ chế tỷ giá đối với thương mại, qua đó có biện pháp đề

xuất phù hợp.

Đối tượng nghiên cứu

Đề tài nghiên cứu sử dụng 38 quan sát từ Quý 1 năm 2004 đến Quý 2 năm 2013

của các dữ liệu: tỷ giá hối đoái; xuất, nhập khẩu tổng hợp của Việt Nam; xuất, nhập

khẩu song phương giữa Việt Nam và một số nước đối tác thương mại chủ yếu; và xuất

nhập khẩu theo từng mặt hàng chủ yếu trong danh mục hàng xuất, nhập khẩu.

3

Mục tiêu nghiên cứu

Xây dựng mô hình ước lượng biến động tỷ giá bằng mô hình ARIMA kết hợp

với mô hình ARCH thông qua dữ liệu tỷ giá hàng quý và hàng ngày.

Xác định mối quan hệ và mức độ ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương

mại quốc tế của Việt Nam thông qua biến nghiên cứu chính là xuất khẩu, nhập khẩu.

Vì vậy, đề tài nghiên cứu phải trả lời được những câu hỏi như sau:

Có hay không mối quan hệ giữa biến động tỷ giá thương mại quốc tế của Việt

Nam của Việt Nam.

Biến động tỷ giá ảnh hưởng như thế nào lên xuất, nhập khẩu tổng hợp, xuất

nhập khẩu song phương và xuất nhập khẩu theo từng ngành hàng của Việt Nam.

Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng chủ yếu phương pháp định tính, định lượng và tổng hợp

nhằm làm rõ những vấn đề cần nghiên cứu. Đối với nghiên cứu định lượng được sử

dụng trong nghiên cứu này, dùng phương pháp ARIMA (Autoregressive Intergrated

Moving Average) kết hợp với ARCH (Autoregressive Conditional Heteroskedasticiy)

để tạo ra biến động tỷ giá, sau đó sử dụng biến động này đưa vào mô hình hồi quy OLS

để tìm ra ảnh hưởng của biến động lên dòng chảy thương mại Việt Nam.

Bộ dữ liệu chuỗi thời gian được lấy từ Quý 1 năm 2004 đến Quý 2 năm 2013 từ các

nguồn đáng tin cậy như: Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF) và Tổng Cục Thống kê Việt Nam

(GSO), riêng số liệu tỷ giá USD/VND hàng ngày được lấy từ Thomson Reuters.

4

1.1 Biến động tỷ giá

Sự biến động của tỷ giá hối đoái là nguồn gốc của rủi ro tỷ giá hối đoái và có ý

nghĩa nhất định đối với khối lượng thương mại quốc tế. Có nhiều tranh luận sự ảnh

hưởng của tỷ giá hối đoái lên thương mại quốc tế. Cho đến nay, các nghiên cứu về mối

quan hệ này vẫn đưa ra nhiều quan điểm khác nhau. Một số nhà kinh tế đã phân tích lý

thuyết về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và các giao dịch thương mại quốc

tế với lập luận như sau: biến động tỷ giá hối đoái càng cao dẫn đến chi phí lo sợ rủi ro

của các nhà kinh doanh càng cao vì thế thương mại nước ngoài bị giảm sút. Điều này là

do tỷ giá hối đoái được thống nhất tại thời điểm lập hợp đồng thương mại, nhưng đến

thời điểm giao hàng thì việc thanh toán mới được thực hiện. Nếu những thay đổi trong

tỷ giá hối đoái không thể định trước, sẽ tạo ra sự không chắc chắn về lợi nhuận được

thực hiện và do đó, làm giảm những lợi ích của thương mại quốc tế. Rủi ro tỷ giá

thường xảy ra cho tất cả các quốc gia thường không tự bảo hiểm vì không phải các nhà

kinh doanh nào cũng tham gia thị trường kỳ hạn. Ngay cả khi bảo hiểm rủi ro được

thực hiện trong các thị trường kỳ hạn thì cũng vẫn có những hạn chế và vấn đề chi phí .

Ví dụ, nhìn chung khối lượng của các hợp đồng là lớn, kỳ hạn tương đối ngắn, và rất

khó để có thể lên kế hoạch về mức độ và thời gian của tất cả các giao dịch quốc tế để

đạt được lợi thế trong thị trường kỳ hạn. Mặt khác, những lý thuyết phát triển gần đây

cho thấy những tình huống mà trong đó tỷ giá hối đoái có thể có cả tác động tích cực

lẫn tiêu cực đối với thương mại. De Grauwe (1988) nhấn mạnh rằng hiệu ứng thu nhập

có thể dẫn đến một mối quan hệ tích cực giữa thương mại và biến động tỷ giá. Ông cho

rằng những bất định của tỷ giá tác động lên xuất khẩu phụ thuộc vào mức độ lo ngại rủi

ro. Gần đây, các mô hình lý thuyết về hiện tượng trễ trong thương mại quốc tế đã chỉ ra

rằng việc gia tăng tính bất định trong sự biến động của tỷ giá có thể ảnh hưởng đến

thương mại nước ngoài, đặc biệt là nếu như các chi phí chìm có liên quan đến giao dịch

quốc tế là đáng kể.

5

Cùng với sự phát triển của hệ thống tỷ giá thế giới, kể từ sau cuộc cải cách lớn vào năm

1989, hệ thống tỷ giá hối đoái ở Việt Nam đã có nhiều biến động ảnh hưởng đến các

hoạt động kinh tế nói chung cũng như hoạt động thương mại nói riêng.

Trong giai đoạn trước năm 1988, với chế độ độc quyền ngoại thương và ngoại hối, Nhà

nước trực tiếp can thiệp vào việc xác định tỷ giá mà không xét đến quan hệ cung cầu

thực tế trên thị trường ngoại hối. Quan hệ thương mại của chúng ta chủ yếu là với các

nước trong khối SEV (Hội đồng tương trợ kinh tế - Tổ chức Hợp tác kinh tế của các

quốc gia thuộc hệ thống xã hội chủ nghĩa giai đoạn 1949-1991) với hình thức phổ biến

là hàng đổi hàng theo một tỷ giá cố định đã được thõa thuận theo hiệp ước song

phương và đa phương giữa các chính phủ. Chế độ tỷ giá cố định và đa tỷ giá này không

những đã trở thành rào cản lớn mà còn gây khó khăn cho việc phát triển thương mại

nước nhà, thủ tiêu động lực đối với hoạt động xuất khẩu.

Từ sau năm 1989-1992, khi thị trường truyền thống Đông Âu và Liên Xô cũ bị gián

đoạn khiến chúng ta phải chuyển sang khu vực buôn bán thanh toán bằng USD. Kể từ

đó, cơ chế tỷ giá cố định được thay thế dần bằng cơ chế điều tiết của Nhà nước theo tín

hiệu thị trường. Tỷ giá hối đoái được áp dụng theo tỷ giá chính thức do NHNN công bố

và cho phép dao động theo một biên độ nhất định. Với sự đổi mới trong cơ chế tỷ giá,

xóa bỏ chế độ độc quyền ngoại thương, khuyến khích các tổ chức kinh tế tham gia hoạt

động xuất nhập khẩu đã từng bước đem lại những chuyển biến mới đáng khích lệ cho

nền thương mại nước nhà.

Tuy nhiên, với những diễn biến phức tạp của nền kinh tế thế giới trong những năm gần

đây, cộng với tình trạng mất cân bằng cung cầu ngoại tệ, sức ép từ một nền kinh tế nhỏ,

mở, phụ thuộc nhiều vào xuất khẩu, NHNN đã buộc phải nhiều lần điều chỉnh tăng tỷ

giá USD/VND để hạn chế nhập siêu và tránh được những rủi ro cho nền kinh tế, giảm

bớt sự mất cân bằng của đồng Việt Nam so với USD, đưa tỷ giá đến trạng thái cân

bằng của nó. Hình 1.1 thể hiện diễn biến tỷ giá USD/VND theo ngày từ ngày 1/1/

2004-28/6/2013 gồm 2530 ngày quan sát cho thấy diễn biến tỷ giá khá ổn định từ năm

6

2004-2007 (gồm 1000 quan sát đầu tiên), năm 2007 đánh dấu sự gia nhập WTO (Word

Trade Organization) của Việt Nam. Sau đó, giai đoạn năm 2008-2009 ghi nhận nhiều

nhất những biến động của tỷ giá trên thị trường tiền tệ Việt Nam.

Hình 1. 1: Diễn biến tỷ giá USD/VND theo ngày từ 1/1/ 2004-28/6/2013, 2530 ngày theo

dõi

(Nguồn Thomson Reuters)

Từ quý 2/2008, lạm phát bắt đầu tăng nhanh và ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài

chính toàn cầu đã tác động trực tiếp đến nền kinh tế Việt Nam. Đến giữa năm 2008,

cùng với suy thoái kinh tế, luồng vốn đầu tư vào Việt Nam đã bắt đầu đảo chiều. VND

liên tục mất giá so với USD. Xu hướng này kéo dài đến hết năm 2009. Đến cuối năm

2009, tỷ giá chính thức USD/VND đã tăng 5,6 % so với cuối năm 2008. Tỷ giá niêm

yết tại các NHTM biến động liên tục và thường xuyên ở mức trần của biên độ dao động

7

mà NHNN công bố. Ngày 26/11/2009, NHNN đã phải chính thức phá giá VND lên

mức 5,4 % để chống đầu cơ tiền tệ và làm giảm áp lực thị trường, đồng thời thu hẹp

biên độ dao động xuống còn +/- 3 % (trước đó cuối tháng 12/2008, NHNN đã phá giá

VND ở mức 3 %).

Do các áp lực buộc phải phá giá VND nên ngày 11/02/2010, NHNN đã nâng tỷ giá

chính thức từ 17.941 VND/USD lên 18.544 VND/USD, tương đương với việc phá giá

3,3 %.Tiếp theo đó, ngày 17/08/2010, NHNN lại đột ngột tăng tỷ giá thêm 2,1 % lên

18.932 VND/USD.

Tuy nhiên, do những yếu tố bất lợi diễn ra trong những tháng cuối năm 2010 như giá

vàng thế giới tăng cao dẫn đến giá vàng trong nước gia tăng, sự dư cầu ngoại tệ làm

cho áp lực tăng tỷ giá ngày một mạnh lên. Cuối cùng, không thể tiếp tục duy trì tỷ giá,

NHNN đã tuyên bố nâng mức tỷ giá chính thức USD/VND lên 9,3 % và giảm biên độ

dao động xuống còn +/-1 % vào đầu tháng 2/2011. (Nguồn: Ngân hàng Nhà nước)

Những nỗ lực ổn định tỷ giá của NHNN trong năm 2011 tỏ ra khá hiệu quả khi trong

năm 2012, tình hình tỷ giá diễn biến ổn định và không có nhiều bất thường.

Trên đây là sơ lược diễn biến tình hình biến động tỷ giá trong những năm gần đây. Đối

với một quốc gia có nền kinh tế phụ thuộc nhiều vào xuất khẩu như Việt Nam thì biến

động tỷ giá chính là một yếu tố quan trọng có ảnh hưởng trực tiếp. Về mặt lý thuyết,

khi các yếu tố khác không đổi, đồng nội tệ tăng giá làm cho hàng hóa trong nước trở

nên đắt tương đối so với hàng hóa nước ngoài, điều này sẽ khuyến khích nhập khẩu

hàng hóa nước ngoài và hạn chế xuất khẩu hàng hóa trong nước làm cho xuất khẩu

ròng giảm. Ngược lại, đồng nội tệ giảm giá sẽ tạo điều kiện cho xuất khẩu và hạn chế

nhập khẩu. Do đó, người ta tin rằng, biến động tỷ giá càng cao thì sẽ làm cho thương

mại càng bất ổn.

8

1.2 Cán cân thương mại

Tương tự như diễn biến của tỷ giá, giá trị xuất, nhập khẩu từ quý 1/2004 đến quý

2/2013 cũng có xu hướng ngày càng tăng, mặc dù có một số giai đoạn giảm sút (hình

1.2). Cán cân thương mại Việt Nam liên tục bị thâm hụt. Nếu như 2008-2009 là năm

ghi nhận nhiều biến động nhất của tỷ giá do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng kinh tế

toàn cầu thì đối với xuất, nhập khẩu, đây cũng là một giai đoạn đầy biến động.

Hình 1.2: Tình hình xuất, nhập khẩu và CCTM Việt Nam từ quý 1/2004-quý 2/2013. (Nguồn: Tổng cục Thống kê)

Giá trị xuất, nhập khẩu tăng cao đột biến trong quý 1/2008 nhưng lại giảm nhanh sau

quý 1/2009. Cán cân thương mại từ chỗ bị thâm hụt khoảng 10 tỷ USD trong quý

1/2008, con số này dần được quân bình và thặng dư trở lại sau quý 1/2009. Giai đoạn

sau đó, cán cân thương mại tiếp tục bị thâm hụt do nhập khẩu liên tục tăng nhanh, xuất

khẩu tuy rằng cũng tăng nhưng vẫn chưa hết tình trạng nhập siêu. Với những nổ lực

điều chỉnh tỷ giá trong năm 2011, cho đến nay, tỷ giá USD/VND có xu hướng ổn định,

9

dao động ít. Tổng kim ngạch xuất, nhập khẩu quý 2/2013 đạt trên 66,6 tỷ USD, tăng

33,8 % so với cùng kỳ năm 2011. (Nguồn: Tổng cục Thống kê)

Kể từ khi thực hiện chính sách Đổi mới kinh tế cho đến nay, Việt Nam mở rộng quan

hệ ngoại giao với hơn 180 quốc gia và các tổ chức trên toàn thế giới trong đó có quan

hệ thương mại với hơn 220 thị trường nước ngoài và là thành viên của nhiều Tổ chức

Kinh tế lớn với các nước đối tác chính là Mỹ, EU, Nhật, Singapore, Malaysia, Hàn

Quốc... Trong đó, Mỹ luôn là đối tác thương mại lớn của Việt Nam. Với việc Việt Nam

trở thành thành viên chính thức của Tổ chức Thương mại Thế giới WTO năm 2007,

quan hệ thương mại Việt-Mỹ ngày càng có nhiều khởi sắc. Dòng chảy thương mại giữa

hai nước liên tục gia tăng. Nếu như trong năm 2005-2006, tổng kim ngạch xuất khẩu

hàng hóa Việt Nam sang Mỹ chỉ đạt tương ứng là 6,77 tỷ USD và 8,81 tỷ USD thì đến

năm 2007, con số này là 11,79 tỷ USD và đến năm 2012 là 24,49 tỷ USD, gấp 3,6 lần

năm 2005 (Nguồn: Tổng cục Thống kê). Cán cân thương mại hàng hóa của Việt Nam

trong trao đổi thương mại với Mỹ luôn duy trì ở mức thặng dư lớn, góp phần quân bình

lại trạng thái cân bằng cho tổng cán cân thương mại Việt Nam. Vì thế, trong mô hình lý

thuyết thương mại xuất, nhập khẩu sử dụng cho nghiên cứu này, người viết chọn Mỹ là

quốc gia điển hình để thực hiện các phân tích dòng chảy thương mại của Việt Nam.

1.3 Lý thuyết về mối quan hệ giữa tỷ giá và hoạt động thương mại quốc tế

Nếu các yếu tố khác không đổi, một sự gia tăng trong giá trị đồng nội tệ có thể

làm cán cân thương mại xấu đi. Đồng nội tệ tăng giá làm giá hàng hóa trong nước trở

nên đắt tương đối so với hàng hóa nước ngoài, điều này gây bất lợi cho hoạt động xuất

khẩu và thuận lợi cho nhập khẩu dẫn đến kết quả là xuất khẩu ròng giảm.

Đồng nội tệ mất giá (đồng nội tệ được định giá thấp) có thể giúp cải thiện cán

cân thương mại. Đứng trên khí cạnh của nhà xuất khẩu, đồng nội tệ giảm giá làm hàng

nội rẻ tương đối so với hàng ngoại. Ngược lại, đối với nhà nhập khẩu, nội tệ giảm giá

làm giá cả hàng hóa nhập khẩu đắt tương đối so với hàng nội. Điều này gây khó khăn

10

cho hàng hóa nước ngoài trên thị trường nội địa và là lợi thế cho hàng xuất khẩu trên

thị trường thế giới, dẫn đến kết quả là xuất khẩu ròng tăng.

Từ những lý lẽ trên, chúng ta thấy rằng tỷ giá hối đoái (đã được điều chỉnh

theo chênh lệch lạm phát giữa hai quốc gia) có mối quan hệ nghịch biến với cán cân

thương mại, hay nói cách khác xuất khẩu ròng là hàm của tỷ giá hối đoái thực.

Tác động của biến động tỷ giá lên thương mại còn được thể hiện thông qua

hiệu ứng phá giá tiền tệ (hiệu ứng đường cong J). Phá giá tiền tệ là làm giảm giá trị

đồng nội tệ so với các ngoại tệ khác. Phá giá sẽ làm tăng tỷ giá danh nghĩa kéo theo tỷ

giá thực tăng sẽ kích thích xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu, cải thiện cán cân thương

mại.

Khi tỷ giá tăng (phá giá), giá xuất khẩu rẻ đi khi tính bằng ngoại tệ, giá nhập

khẩu tính theo đồng nội tệ tăng được gọi là hiệu ứng giá cả. Khi tỷ giá tăng làm giá

hàng xuất khẩu rẻ hơn đã làm tăng khối lượng xuất khẩu trong khi hạn chế khối lượng

nhập khẩu. Hiện tượng này gọi là hiệu ứng khối lượng. Cán cân thương mại xấu đi hay

được cải thiện tùy thuộc vào hiệu ứng giá cả và hiệu ứng khối lượng cái nào trội hơn.

Trong ngắn hạn, khi tỷ giá tăng trong lúc giá cả và tiền lương trong nước tương

đối cứng nhắc sẽ làm giá hàng hóa xuất khẩu rẻ hơn, nhập khẩu trở nên đắt hơn: các

hợp đồng xuất khẩu đã được ký kết với tỷ giá cũ, các doanh nghiệp trong nước chưa

huy động đủ nguồn lực để sẵn sàng tiến hành sản xuất nhiều hơn trước nhằm đáp ứng

nhu cầu xuất khẩu tăng lên, cũng như nhu cầu trong nước tăng lên. Ngoài ra, trong

ngắn hạn, cầu hàng nhập khẩu không giảm nhanh chóng còn do tâm lý người tiêu dùng.

Khi phá giá, giá hàng nhập khẩu tăng lên, tuy nhiên, người tiêu dùng có thể lo ngại về

chất lượng hàng nội hay trong nước chưa có hàng thay thế xứng đáng hàng nhập khẩu

làm cho cầu hàng nhập khẩu chưa thể giảm ngay.

Do đó, số lượng hàng xuất khẩu trong ngắn hạn không tăng lên nhanh chóng

và số lượng hàng nhập cũng không giảm mạnh. Vì vậy, trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả

có tính trội hơn hiệu ứng số lượng làm cho cán cân thương mại xấu đi.

11

Trong dài hạn, giá hàng nội địa giảm đã kích thích sản xuất trong nước và

người tiêu dùng trong nước cũng đủ thời gian tiếp cận và so sánh chất lượng hàng

trong nước với hàng nhập. Mặt khác, trong dài hạn, doanh nghiệp có thời gian tập hợp

đủ các nguồn lực để tăng khối lượng sản xuất. Lúc này sản lượng bắt đầu co giãn, hiệu

ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân thương mại được cải thiện.

Đường cong J là một đường mô tả hiện tượng cán cân thương mại bị xấu đi

trong ngắn hạn và chỉ cải thiện trong dài hạn. Đường biểu diễn hiện tượng này giống

như hình chữ J. Theo kết quả nghiên cứu của Kgruman (1991), người đã tìm ra hiệu

ứng đường cong J khi phân tích cuộc phá giá đô la Mỹ trong thời gian 1985-1987, thì

ban đầu cán cân thương mại xấu đi, sau đó khoảng hai năm cán cân thương mại đã

được cải thiện.

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.

Thời gian tác động lên cán cân thương mại trong lý thuyết đường cong J còn

chịu ảnh hưởng bởi các yếu tố: năng lực sản xuất hàng hóa thay thế nhập khẩu, tỷ trọng

hàng hóa đủ tiêu chuẩn xuất khẩu, tỷ trọng hàng nhập khẩu trong giá thành hàng sản

xuất trong nước, mức độ linh hoạt của tiền lương, tâm lý người tiêu dùng và thương

hiệu quốc gia của hàng hóa trong nước,..

Vận dụng lý thuyết phương trình thương mại quốc tế và mô hình ước lượng phương sai

có điều kiện ARCH để nghiên cứu sự ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương mại

quốc tế của Việt Nam thông qua phân tích số liệu xuất, nhập khẩu tổng hợp, xuất, nhập

khẩu song phương và số liệu xuất, nhập khẩu theo mặt hàng. Việc phân tích các số liệu

phân tách như vậy sẽ cho ra các ảnh hưỡng rõ nét hơn.

12

2. TỔNG QUAN TÀI LIỆU NGHIÊN CỨU

Các nghiên cứu về biến động của tỷ giá hối đoái và thương mại rất đa dạng. Có

rất nhiều nghiên cứu quốc tế về chủ đề này cả về mặt lý thuyết lẫn thực nghiệm. Qua

nhiều năm, có hai phương pháp tiếp cận phổ biến được thực hiện. Một là, ước lượng

phương trình xuất khẩu chung đơn giản với biến phụ thuộc là xuất khẩu thực, biến

động tỷ giá với mức giá tương đối và biến hoạt động kinh tế được đưa vào hồi quy.

Cách tiếp cận khác là sử dụng mô hình phương trình MA trong đó giải thích dòng chảy

thương mại song phương phụ thuộc cùng chiều với GDP và nghịch chiều với khoảng

cách địa lý của mỗi quốc gia. Ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương mại được

nghiên cứu ở những nước công nghiệp nhiều hơn là những quốc gia đang phát triển và

các nền kinh tế mới nổi.

Sự sụp đổ của hiệp ước Bretton Woods báo hiệu sự khởi đầu của một giai đoạn lịch sử

kinh tế mới mà trong đó nhiều quốc gia xác định chấp nhận hệ thống thả nổi tỷ giá.

Trong khi một số nhà kinh tế chấp nhận quá trình chuyển đổi này thì những người khác

lại không hoan nghênh, họ cho rằng sự chuyển đổi qua hệ thống tỷ giá thả nổi sẽ khiến

cho thương mại thế giới nguy hại bởi sự biến động bất lợi của tỷ giá. Tranh luận của họ

tập trung vào quan điểm cho rằng những thay đổi đột ngột của tỷ giá sẽ ảnh hưởng lên

các quyết định của những nhà kinh doanh không thích rủi ro. Hooper và Kohlhagen

(1978) đã kiểm tra thực nghiệm ảnh hưởng của biến động và đã tìm thấy 1 mối quan hệ

nghịch.

khẳng định rõ ràng nào về mối quan hệ giữa tỷ giá và thương mại. Giovannini

Nhiều nghiên cứu được phát triển những năm sau đó nhưng nhìn chung chưa có một sự

(1988) đã đưa ra mô hình cho thấy sự gia tăng biến động tỷ giá có thể không nhất thiết

phải ảnh hưởng đến mức độ thương mại.

De Grauwe (1988) đã phát triển mô hình cho ra kết quả trái ngược với trực giác, cho

thấy sự gia tăng biến động của tỷ giá có thể dẫn đến các mức độ thương mại cao hơn.

13

Gần đây hơn, các lý thuyết tranh luận rằng biến động tỷ giá tạo nên ảnh hưởng tiêu cực

lên thương mại lại một lần nữa được đặt lên hàng đầu. Broll (1994) và Wolf (1995) đã

làm dấy lên khía cạnh này của cuộc tranh luận bằng mô hình hỗ trợ cho quan điểm ban

đầu rằng biến động tỷ giá gây thiệt hại cho thương mại quốc tế. Về mặt kinh tế thực sự,

Sercu và Uppal (1998) đã trình bày mô hình cho thấy biến động tỷ giá có thể ảnh

hưởng tích cực hoặc tiêu cực lên thương mại như thế nào tùy thuộc vào các giả định

bên dưới. Chẳng hạn, Sercu và Uppal (1997) tranh luận rằng khi xem xét ảnh hưởng

của biến động tỷ giá lên dòng chảy thương mại, nhận biết nguồn gốc của sự gia tăng

biến động tỷ giá là quan trọng, họ cho thấy rằng trong một thị trường hàng hóa quốc tế

không hoàn hảo, một sự gia tăng biến động tỷ giá có thể là kết quả từ sự gia tăng trong

phân khúc thị trường hàng hóa hoặc gia tăng biến động trong tiến trình cung cấp vốn.

Tuy nhiên, tác động của việc gia tăng biến động xuất phát từ sự sụt giảm thương mại từ

trước, trong khi ảnh hưởng sau đó bị đảo ngược. Phản ánh những tranh luận mang tính

lý thuyết, sự phát triển trong lĩnh vực thực nghiệm cũng thiếu sự quyết đoán tương tự.

Nhiều nghiên cứu trước đó thiết lập về cách kiểm tra giả thiết ảnh hưởng nghịch chiều

chỉ có thể cung cấp hạn chế hoặc vài bằng chứng có ý nghĩa cho mối quan hệ nghịch

chiều mang tính hệ thống giữa mức độ thương mại và biến động tỷ giá ( IMF, 2004).

Trong một nỗ lực giải thích cho sự thiếu kết quả đáng kể, nhiều nghiên gần đây đặc

biệt chú ý đến dữ liệu được sử dụng. Xuất khẩu, nhập khẩu và các yếu tố quyết định có

thể có nghiệm đơn vị nên được kiểm tra và hiệu chỉnh khi thích hợp. Bỏ qua điểm này

là đồng nghĩa với việc các kết luận được đưa ra không có ý nghĩa. Asseery và Peel

(1991) tập trung vào vấn đề này và tìm thấy rằng biến động (đo bằng bình phương

phần dư từ mô hình ARIMA) có ảnh hưởng tích cực đáng kể lên dòng chảy thương

mại. Bini-Smaghi (1991) tranh luận rằng việc sử dụng dữ liệu thương mại tổng hợp để

hạn chế thu nhập, giá cả và rủi ro tỷ giá co giãn bằng nhau giữa các ngành. Do tính

chất khác nhau của các thị trường mà thương mại xuất hiện (ví dụ giữa các mặt hàng

thiết yếu và hàng hóa sản xuất mà sai lệch tổng hợp này có thể đáng kể ẩn trong bản

14

chất mối quan hệ. Bini-Smaghi dẫn chứng một mối quan hệ nghịch đáng kể giữa dòng

chảy thương mại và tỷ giá bằng cách sử dụng độ lệch chuẩn của thay đổi tỷ giá hàng

tuần như một thước đo sự biến động.

Ước lượng sự biến động cũng trở thành mục tiêu cho sự tăng cường các nghiên cứu

mang tính kỹ lưỡng hơn. Nhiều phép đo lường biến động tỷ giá phổ biến được thực

hiện trong các tài liệu không đạt yêu cầu và những nghiên cứu gần đây đã tập trung vào

việc sử dụng kỹ thuật thích hợp hơn. Pozo (1992) sử dụng mô hình GARCH để định

lượng biến động tỷ giá Mỹ-Anh và tìm thấy ảnh hưởng nghịch đáng kể lên khối lượng

thương mại. McKenzie và Brooks (1997) đã kiểm tra dòng chảy thương mại song

phương Mỹ-Đức và sử dụng ARCH đo lường biến động đã tìm thấy ảnh hưởng tích

cực đáng kể của biến động tỷ giá lên xuất khẩu và nhập khẩu.

Một số nghiên cứu khác:

- Todani và Munyyama (2005) đã sử dụng ARDL (Autoregressive Distributed

Lag - Mô hình phân bố trễ tự hồi quy) kiểm tra dữ liệu hàng quý giai đoạn 1984-2004

để giải thích ảnh hưởng của biến động lên xuất khẩu tổng hợp của Nam Phi với phần

còn lại của thế giới, đối với hàng hóa, dịch vụ và xuất khẩu vàng. Họ sử dụng độ lệch

chuẩn trung bình và GARCH (1,1) để đo lường biến động. Kết quả cho thấy rằng còn

tùy thuộc vào biện pháp đo lường được sử dụng, có hoặc không tồn tại mối quan hệ

đáng kể giữa xuất khẩu Nam Phi với biến động tỷ giá hoặc ngay cả khi có tồn tại mối

quan hệ thì mối quan hệ này là thuận chiều.

- Sekantsti cho rằng biến động tỷ giá thực có ảnh hưởng tiêu cực và đáng kể lên

xuất khẩu của Nam Phi sang Mỹ thông qua mô hình ARDL và GARCH.

- Sử dụng mô hình ARCH (1) với chuỗi dữ liệu thương mại Thái Lan với Mỹ và

Nhật hàng tháng từ tháng 7/1997 đến tháng 12/2007, Komain Jiranyaku (2010) đã đưa

ra kết quả cho thấy rằng biến động tỷ giá có ảnh hưởng tiêu cực lên xuất khẩu của Thái

Lan sang Nhật và không có ảnh hưởng đến xuất khẩu từ Thái Lan sang Mỹ.

15

- Marria Hassan (2013) đã nghiên cứu biến động của tỷ giá lên dòng chảy thương

mại của Pakistan với ba nước: Mỹ, Anh, và Ả Rập. Sử dụng mô hình GARCH để ước

lượng biến động, đo lường mối quan hệ trong dài hạn bằng đồng liên kết, VECM

(Vector Error Correction Model ) ước lượng sự tăng trưởng thương mại trong ngắn

hạn, kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu cho thấy biến động tỷ giá có ảnh hưởng

nghịch lên tăng trưởng thương mại.

Bài nghiên cứu này đánh giá tác động của biến động tỷ giá lên thương mại quốc tế ở

Việt Nam. Phương pháp sử dụng dựa vào những điểm mới trong các nghiên cứu gần

đây để có thể giúp tìm ra bản chất của mối liên hệ. Cụ thể, chú ý đặc biệt đến việc đảm

bảo tính dừng của dữ liệu chuỗi thời gian về tài chính và kinh tế vĩ mô được sử dụng

trong bài nghiên cứu. Hơn nữa, mô hình ARCH sẽ được sử dụng để tạo ra biến biến

động tỷ giá được kiểm tra trong mô hình thương mại. Cuối cùng, để mở rộng phạm vi

phân tích dòng chảy thương mại, dữ liệu xuất nhập khẩu song phương và xuất nhập

khẩu phân tách theo mặt hàng cụ thể cũng được sử dụng để phân tích và so sánh mức ý

nghĩa với dữ liệu xuất nhập khẩu tổng hợp.

Phần còn lại của bài nghiên cứu: Phần 3: Trình bày cách xây dựng mô hình nghiên cứu,

phương pháp thực nghiệm cũng như dữ liệu được sử dụng; Phần 4: Kết quả trong việc

phân tích ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên dữ liệu xuất khẩu và nhập khẩu Việt

Nam; Ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương mại song phương và xuất, nhập khẩu

một số mặt hàng cụ thể được làm rõ; Phần 5: Kết luận và nhấn mạnh các lĩnh vực cần

nghiên cứu thêm.

16

3. PHƯƠNG PHÁP THỰC NGHIỆM

3.1 Xây dựng mô hình nghiên cứu

Mô hình sử dụng trong bài nghiên cứu này dựa trên các yếu tố của lý thuyết

thương mại quốc tế. Theo đó, thương mại của một quốc gia được đại diện thông qua

giá trị thực của xuất khẩu và nhập khẩu của quốc gia đó với một hoặc nhiều quốc gia

khác. Thương mại là một hàm số của thu nhập thực trong nước và nước ngoài, tỷ giá

thực và biến động tỷ giá.

Theo lý thuyết, thu nhập thực tế (đã điều chỉnh theo lạm phát) tăng làm gia tăng mức

tiêu thụ hàng hóa. Một sự gia tăng trong chi tiêu hầu như phản ánh một mức cầu gia

tăng đối với hàng hóa nước ngoài. Vì vậy, GDP tăng đã làm nhập khẩu có xu hướng

tăng. Sự gia tăng của nhập khẩu khi GDP tăng phụ thuộc xu hướng nhập khẩu biên (là

phần của GDP tăng thêm mà người dân muốn chi cho nhập khẩu). Ngoài ra, nhập khẩu

còn phụ thuộc giá cả tương đối giữa hàng hóa sản xuất trong nước và hàng hóa sản

xuất tại nước ngoài. Nếu giá cả trong nước tăng tương đối so với giá cả thị trường quốc

tế thì nhập khẩu sẽ tăng lên và ngược lại.

Xuất khẩu chủ yếu phụ thuộc vào những gì diễn ra tại các quốc gia khác vì xuất khẩu

của nước này chính là nhập khẩu của nước khác. Do vậy nó chủ yếu phụ thuộc vào sản

lượng và thu nhập của các quốc gia bạn hàng.

Tỷ giá hối đoái là nhân tố rất quan trọng đối với các quốc gia vì nó ảnh hưởng đến giá

tương đối giữa hàng hóa sản xuất trong nước với hàng hóa trên thị trường quốc tế. Khi

tỷ giá của đồng tiền của một quốc gia tăng lên thì giá cả của hàng hóa nhập khẩu sẽ trở

nên đắt hơn trong khi giá hàng xuất khẩu lại trở nên rẻ hơn hơn đối với người nước

ngoài. Vì thế việc tỷ giá đồng nội tệ tăng lên có lợi cho xuất khẩu và hạn chế nhập

khẩu dẫn đến kết quả là xuất khẩu ròng tăng lên và ngược lại.

Trong mô hình này, điều quan trọng mang tính chất quyết định là cần phải xác định

biến tỷ giá và thu nhập nước ngoài có liên quan. Trong nghiên cứu này, thu nhập

17

(GDP) thực của Mỹ và tỷ giá giữa đôla Mỹ và đồng Việt Nam được lựa chọn để đưa

vào. Dữ liệu của Mỹ được chọn vì nó có ảnh hưởng lớn đến mức độ thương mại Việt

Nam vì hai lý do chính: Thứ nhất, trong những năm gần đây Mỹ luôn là đối tác thương

mại lớn trong số các quốc gia có quan hệ thương mại với Việt Nam dựa trên tỷ trọng

xuất nhập khẩu. Thứ hai, trong số các hợp đồng thương mại quốc tế được ký kết, hầu

hết đều sử dụng đơn vị tiền tệ là USD. Dựa trên lý thuyết và mô hình nghiên cứu của

Michael D. Mckenzie(1997) về ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên dòng chảy thương

t), Vt]

(6)

t = f [YUS t = f [YUS

t * (PUS t * (PUS

t/PVN t/PVN

t, eUS t, eUS

t/PVN t/PVN

t/PVN t/PVN

t/PUS t/PUS

t), Vt]

t: Xuất khẩu của Việt Nam ở thời gian t

t: Nhập khẩu của Việt Nam ở thời gian t

t: GDP của Mỹ ở thời gian t

(7) mại Úc-Mỹ, mô hình được xây dựng có dạng như sau: t, YVN XVN t, YVN MVN

t: GDP của Việt Nam ở thời gian t

t: CPI của Mỹ ở thời gian t

Trong đó: XVN MVN YUS YVN

t: CPI của Việt Nam ở thời gian t

et: Tỷ giá danh nghĩa USD/VND ở thời gian t PUS PVN

Vt: biến động tỷ giá

Kỳ vọng về các mối quan hệ trong phương trình ước lượng:

- Mức độ thương mại giữa Việt Nam và Mỹ tăng lên khi thu nhập thực tế tăng

lên.

- Tỷ giá thực giảm làm gia tăng xuất khẩu và giảm nhập khẩu vì sự ảnh hưởng

của mức giá tương đối

- Biến động tỷ giá có thể ảnh hưởng tích cực hoặc tiêu cực lên thương mại quốc tế

của Việt Nam.

18

3.2 Dữ liệu

Sử dụng bộ dữ liệu chuỗi thời gian hàng quý gồm 38 quan sát được thu thập từ

các nguồn đáng tin cậy từ quý 1 năm 2004 đến quý 2 năm 2013:

Dữ liệu xuất khẩu, nhập khẩu tổng hợp, GDP của Việt Nam được lấy từ Tổng Cục

thống kê Việt Nam (GSO).

Các dữ liệu GDP của Mỹ, CPI Mỹ, CPI Việt Nam, tỷ giá danh nghĩa USD/VND hàng

quý được lấy từ Quỹ Tiền tệ quốc tế IFM, tỷ giá USD/VND hàng ngày được lấy từ

Thomson Reuters.

3.3 Ước lượng biến động tỷ giá

Để đưa ra biến động tỷ giá dựa vào mô hình ARCH, lúc đầu dữ liệu tỷ giá hàng

quý với 38 quan sát từ quý 1/2004 đến quý 2/1013 được đưa vào sử dụng.

Tuy nhiên khi tiến hành kiểm tra tác động ARCH đối với mô hình ARIMA được chọn

trước đó theo biểu đồ tự tương quan ACF và tự tương quan riêng từng phần PACF thì

thấy rằng kết quả kiểm định cho ra không ấn tượng. Nguyên nhân có thể là do hạn chế

về số quan sát hoặc các bất thường của dữ liệu nên các biến động chưa thấy được một

xu hướng rõ ràng. Vì thế, ảnh hưởng ARCH không được thể hiện rõ trong mô hình.

Để khắc phục vấn đề này, người viết sử dụng dữ liệu quan sát hàng ngày để tính biến

động tỷ giá, sau đó được điều chỉnh thành biến động cho quý để phù hợp với chuỗi thời

gian của các biến kinh tế trong mô hình hồi quy dòng chảy thương mại.

{et} là chuỗi tỷ giá theo ngày, có 2530 quan sát. Ta nhập chuỗi dữ liệu tỷ giá theo ngày

lên eviews. Biến động tỷ giá được xác định bằng cách lấy sai phân bậc 1 của logarith tỷ

giá:

Vt = log = loget – loget-1

3.3.1 Kiểm định tính dừng của chuỗi biến động tỷ giá theo ngày

19

Giả thiết Ho : Chuỗi không dừng

H1: Chuỗi dừng

Sử dụng Eviews 6.0 với kiểm định Dickey-Fuller cho chuỗi biến động tỷ giá

qs | = 21.28318 > α,

USD/VND, ký hiệu là Vt. Kết quả trong bảng 3.1 cho ta thấy |

với mọi mức ý nghĩa α =1 %, α = 5 %, α = 10 % ta kết luận chuỗi biến động tỷ giá là

chuỗi dừng.

Hệ số DW = 2.007694 cho biết ut không tự tương quan.

20

Bảng 3.1: Kết quả kiểm định tính dừng cho chuỗi dữ liệu biến động tỷ giá theo ngày

3.3.2 Ước lượng các tham số của mô hình ARIMA

Từ lược đồ tự tương quan ACF và PACF đối với chuỗi biến động tỷ giá (bảng 5.2) cho

biết các tham số p = 1, p = 2 và q = 1, q = 2.

21

Bảng 3.2: Correlogram Specification của biến động tỷ giá

22

Bảng 3.3: Ước lượng mô hình ARIMA của biến động tỷ giá

Kết quả trong bảng 3.3 cho ta thấy các hệ số AR(1), AR(2), MA(1) và MA(2) khác

không. Để khẳng định các hệ số này khác không một cách có ý nghĩa, trên eviews có

chức năng Wald Test với các giả thiết Ho là các hệ số trên bằng không và đối thiết H1

là các hệ số khác không :

Ho : c(2) = 0 ; c(3) = 0 ; c(4) = 0 ; c(5) = 0

H1 : c(2) ≠ 0 ; c(3) ≠ 0 ; c(4) ≠ 0; c(5) ≠ 0

Kết quả Wald Test trong bảng 5.4 cho phép bác bỏ giả thiết Ho, hay các hệ số khác

không một cách có ý nghĩa.

23

Bảng 3.4: Kết quả kiểm định các tham số mô hình ARIMA

.

Do đó ta phải chọn ra một mô hình ARIMA tối ưu trong số 8 mô hình: ARIMA(1,0,1) ;

ARIMA(1,0,2) ; ARIMA(2,0,1) ; ARIMA (2,0,2) ; AR(1) ; AR(2) ; MA(1) và MA(2),

kết quả được nêu trong bảng 3.5.

Việc chọn ra mô hình tối ưu nhất dựa theo các tiêu chuẩn AIC và Schawrz nhỏ nhất,

Log likelyhood lớn nhất và hệ số tương quan Durbin Watson không tự tương quan. Kết

quả mô hình ARIMA(1,0,1) (bảng 5.6).

Mô hình có dạng: Vt = 0.25vt-1 + 0.579ut-1.

24

Bảng 3.5: Các mô hình ARIMA được xác định từ biểu đồ tương quan

Mô hình obs AIC Log lokelihood Schawrz DW

ARIMA(1,0,1) 2528 -8,852 -8,862 2,06 11998

ARIMA(1,0,2) 2528 -8,781 -8,785 1,97 11039

ARIMA(2,0,1) 2527 -8,795 -8,786 1,97 11061

ARIMA(2,0,2) 2527 -8,746 -8,759 1,47 10984

AR(1) 2528 -8,622 -8,602 1,86 10912

AR(2) 2527 -8,737 -8,733 1,46 10969

MA(1) 2529 -8,745 -8,746 2,13 10982

2529 -8,72 -8,724 1,49 10955

MA(2)

Bảng 3.6: Bảng mô hình ARIMA(1,0,1)

25

3.3.3 Ước lượng mô hình ARCH, GARCH

Từ mô hình ARIMA(1,0,1) ở trên ta ghi lại phần dư, ký hiệu là e. Kiểm định

tính dừng của chuỗi phần dư này bằng kiểm định DF: kết quả bảng 3.7 kiểm định cho

thấy | | = 20.96839 > α , với mọi mức ý nghĩa α =1 %, α = 5 %, α = 10 % ta kết

luận chuỗi phần dư là chuỗi dừng hay phần dư là nhiễu trắng. Kết quả ước lượng DW =

2.001909 cho biết ut không tự tương quan.

Vậy mô hình ARIMA(1,0,1) đã ước lượng ở trên tồn tại.

Bảng 3.7: Kiểm định nhiễu trắng

26

Bảng 3.8: Kết quả kiểm tra ảnh hưởng của ARCH đối với mô hình

ARCH(1) ARCH(2)

Các mô hình thử nghiệm khác nhau được ước lượng cho dữ liệu, tuy nhiên mô hình ARCH(2) được chọn là mô hình tối ưu nhất trong việc tạo ra biến động vì có hệ số R2

cao nhất (bảng 3.8). Kết quả các hệ số alpha được trình bày trong bảng 3.9 như sau:

Bảng 3.9: Tóm tắt kết quả so sánh mô hình ARCH được sử dụng để đo lường biến động

Mô hình

ARCH(1) ARCH(2) α1 0,376 0,224 α2 - 0,405 sum(α1, α2) 0,376 0,629 R2 0,14 0,28

Vt dự báo (Vt fitted) theo ngày được tạo ra từ mô hình ARIMA(1,0,1) và ARCH(2),

sau đó giá trị dự báo biến động tỷ giá theo ngày sẽ được tính trung bình theo quý để

đưa vào các nghiên cứu của dòng chảy thương mại. ( bảng 3.10)

27

Dependent Variable: VT_DAY Method: ML - ARCH Date: 10/12/13 Time: 14:09 Sample (adjusted): 3 2530 Included observations: 2528 after adjustments Convergence achieved after 141 iterations MA Backcast: 2 Presample variance: backcast (parameter = 0.7) GARCH = C(3) + C(4)*RESID(-1)^2 + C(5)*RESID(-2)^2

Coefficient

Std. Error

z-Statistic

0.423773 0.195703

0.032505 0.045442

13.03704 4.306647

Variance Equation

1.10E-06 0.224471 0.405091

5.24E-09 0.043633 0.024205

210.4469 30.24001 10.00148

Variable AR(1) MA(1) C RESID(-1)^2 RESID(-2)^2

Prob. 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

Inverted AR Roots Inverted MA Roots

0.280356 Mean dependent var 0.004781 S.D. dependent var 0.003289 Akaike info criterion 0.027296 Schwarz criterion 12835.54 Hannan-Quinn criter. 1.988546

.42 .20

0.000119 0.003297 -10.15074 -10.13920 -10.14656

Bảng 3.10: Kết quả ước lượng với mô hình ARCH (2)

3.4 Ước lượng phương trình thương mại

Biến biến động tỷ giá Vt được tạo ra bằng mô hình ARIMA(1,0,1) và ARCH(2) ở

trên được chuyển thành quý bằng cách chia trung bình các ngày trong quý, sau đó

chuỗi dữ liệu Vt này đưa vào để ước lượng sự ảnh hưởng đối với dòng chảy thương

mại. Trước khi ước lượng phương trình (6), (7), việc trước tiên là phải kiểm tra tính

không dừng của mỗi chuỗi dữ liệu: xuất khẩu, nhập khẩu, GDP và tỷ giá thực bằng

28

cách sử dụng kiểm định Augumented Dickey Fuller (ADF) và Phillips Perron (PP). Kết

t)] +γVt(8)

quả thu được cho thấy tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc 1.

t) = α +βΔ(YUS t) = α +βΔ(YUS

t) + χΔ(YVN t) + χΔ(YVN

t)+ φΔ[eUS t)+ φΔ[eUS

t * (PUS t * (PUS

t/PVN t/PVN

t/PVN t/PVN

t/PUS t/PUS

t)] +γVt (9)

Sau khi lấy sai phân bậc 1, phương trình ước lượng có dạng như sau: t/PVN Δ(XVN t/PVN Δ(MVN

Sử dụng phương pháp ước lượng bình phương bé nhất OLS được sử dụng để kiểm tra

phương trình (8), (9).

29

4. KẾT QUẢ

4.1 Kết quả ước lượng phương trình xuất khẩu tổng hợp

Kết quả ước lượng mô hình cho dữ liệu xuất khẩu tổng hợp được giải thích trong

bảng 4.1. Mô hình được kiểm tra tính ổn định bằng lệnh CUSUM Test trên eviews

(hình 4.1), cho thấy mô hình ổn định với mức ý nghĩa 5 %.

- GDP thực của Việt Nam có quan hệ thuận chiều với mức độ xuất khẩu và hệ số

này là đáng kể ở mức ý nghĩa 5 %với hệ số t-statistic phù hợp là 2,85. Kết quả này phù

hợp với lý thuyết, cho thấy một sự tăng (giảm) của GDP thực 1 %, khi các biến khác

không đổi, sẽ làm cho xuất khẩu tăng (giảm) 0,354 %

Bảng 4.1: Kết quả hồi quy cho xuất khẩu tổng hợp. Bảng tóm tắt kết quả của phương trình OLS: XVN = f(YUS, YVN, e, v) trong đó XVN là xuất khẩu thực của Việt Nam, YUSlà thu nhập thực của Mỹ và YVN là thu nhập thực của Việt Nam, e là tỷ giá thực và vt là biến động tỷ giá được đo lường. Mỗi hệ số hồi quy và hệ số thống kê t-statistic tự tương quan phù hợp (trong ngoặc) được trình bày. Giá trị R2 và điểm số Durbin

Watson được trình bày ở 2 cột cuối cùng.

GDPUS/PUS GDPVN/PVN e*(PUS/PVN) R2 DW Vt

0,313 2,159 Xuất khẩu 0,0031 (1.91) 0,354 (2,85) -3007,991 (4,76) 2,8 E+10 (2,77)

- GDP thực của Mỹ cho thấy có có ảnh hưởng tích cực lên xuất khẩu, tuy nhiên

hệ số t statistic không cao. Điều này không như giả thiết được kỳ vọng là khi thu nhập

của người Mỹ tăng lên, họ sẽ chi tiêu nhiều hơn cho hàng hóa dịch vụ, do đó nhu cầu

nhập khẩu hàng hóa dịch vụ của họ nhiều hơn và khi đó kim ngạch xuất khẩu của Việt

Nam sẽ tăng lên. Tuy nhiên, theo như kết quả thì giả thiết này không được khẳng định

một cách rõ ràng. Lý giải cho điều này là khi thu nhập thực tế của người Mỹ tăng lên,

có thể họ sẽ không dùng phần thu nhập tăng thêm đó để chi cho hàng hóa dịch vụ mà

có thể họ sẽ chi cho các nhu cầu khác chẳng hạn như dịch vụ, giải trí..hoặc có thể tiết

30

kiệm. Bởi đa số các mặt hàng Mỹ nhập khẩu từ Việt Nam là hàng hóa thiết yếu như

thủy sản, dệt may, giày dép, gỗ…Hoặc khi thu nhập tăng lên, thì người tiêu dùng Mỹ

sẽ hướng đến những sản phẩm có chất lượng tốt hơn với các yêu cầu khắt khe hơn

trước làm cho hàng hóa Việt Nam khó cạnh tranh với các đối thủ khác nên giá trị xuất

khẩu vẫn không tăng lên. Ngược lại, khi GDP Mỹ giảm nhưng kim ngạch xuất khẩu

của Việt Nam vẫn tăng vì đa số các mặt hàng sản xuất tại Việt Nam có giá thành thấp

nên mặt bằng giá bán tại thị trường Mỹ cũng thấp hơn. Vì thế, khi thu nhập giảm,

nhưng cầu về các mặt hàng thiết yếu vẫn không giảm nên giá trị xuất khẩu cũng không

bị giảm đi.

- Tỷ giá thực có tác động nghịch chiều đến xuất khẩu, nghĩa là một sự giảm đi của

tỷ giá thực sẽ làm cho xuất khẩu tăng lên và ngược lại. Nhìn vào thực trạng Việt Nam

những năm qua, trong khi đường diễn biến của tỷ giá danh nghĩa USD/VND ngày càng

tăng lên thì tỷ giá thực lại ngày càng giảm xuống do ảnh hưởng của mức giá tương đối.

VND ngày càng mất giá so với USD vì lạm phát của Việt Nam luôn ở mức cao. Vì

vậy, việc nhiều lần điều chỉnh để tỷ giá VND so với USD ngày càng tăng là một động

thái của NHNN để giữ vửng tính cạnh tranh của hàng hóa và hỗ trợ cho xuất khẩu. Kết

quả này khá phù hợp với giả thiết ban đầu.

- Biến động tỷ giá được đo lường bằng mô hình ARCH có tác động cùng chiều

đến xuất khẩu một cách có ý nghĩa với hệ số t statistic = 2,77. Qua đó cho thấy, cơ chế

điều chỉnh nâng tỷ giá của NHNH để hỗ trợ xuất khẩu đã phần nào phát huy tác dụng. Nhìn chung, khả năng giải thích của mô hình này khá phù hợp với hệ số R2 là 31,3 %,

Durbin Watson = 2,159.

Dùng kiểm định Wald trên Eviews để kiểm tra sự phù hợp của các hệ số hồi quy trong

phương trình ước lượng với giả thiết Ho: các hệ số bằng 0 và giả thiết H1: các hệ số

khác 0 một cách có ý nghĩa. Kết quả kiểm định (bảng 4.2) cho thấy mô hình là phù

hợp.

31

Bảng 4.2: Kết quả kiểm định tham số của phương trình xuất khẩu tổng hợp

4.2 Kết quả ước lượng phương trình nhập khẩu

Kết quả ước lượng phương trình nhập khẩu với số liệu tổng hợp trong bảng 4.3 và

tính ổn định của mô hình được khẳng định trong hình 4.1, cho thấy chỉ có 2 biến có ý

nghĩa thống kê là GDP thực của Việt Nam và biến động tỷ giá. Khác với kết quả được

nghiên cứu bởi Michael D. Mckenzie (1997) đối với dòng chảy thương mại Úc-Mỹ,

nghiên cứu này cho ra kết quả một cách rõ ràng hơn về quan hệ giữa GDP thực của

Việt Nam và giá trị nhập khẩu. Mối quan hệ này là cùng chiều một cách có ý nghĩa với

hệ số thống kê t là 2,76 . Điều này phù hợp với lý thuyết được kỳ vọng là khi thu nhập

thực tế tăng lên thì nhu cầu nhập khẩu theo đó cũng sẽ nhiều lên.

Bảng 4.3: Kết quả hồi quy cho nhập khẩu tổng hợp. Bảng tóm tắt kết quả của phương trình OLS: MVN = f(YUS, YVN, e, v) trong đó MVN là nhập khẩu thực của Việt Nam, YUS là thu nhập thực của Mỹ và YVN là thu nhập thực của Việt Nam, e là tỷ giá thực và v là

biến động tỷ giá được đo lường. Mỗi hệ số hồi quy và hệ số thống kê t tự tương quan

32

phù hợp (trong ngoặc) được trình bày. Giá trị R2 và điểm số Durbin Watson được trình

bày ở 2 cột cuối cùng.

R2 DW

0,595 2,04

Nhập khẩu GDPUS/PUS GDPVN/PVN e*(PUS/PVN) Vt 0,0036 (1.61) -14174,430 (0,21) 0,9922 (2,76) -3,93 E+9 (2,51)

Tương tự như ước lượng với phương trình xuất khẩu tổng hợp, sử dụng kiểm định

Wald để kiểm tra sự phù hợp của mô hình (bảng 4.4).

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định tham số của phương trình nhập khẩu tổng hợp

- Một sự biến động tăng tỷ giá sẽ làm giảm nhập khẩu và ngược lại. Điều này phù

hợp với lý thuyết và một số nghiên cứu trước đây. Khi tỷ giá biến động tăng, giá cả

hàng hóa nhập khẩu trong nước trở nên tương đối đắt hơn, do đó nhu cầu nhập khẩu

giảm xuống và ngược lại. Trong những năm gần đây, để cải thiện tình trạng cán cân

thương mại liên tục bị thâm hụt, NHNN đã chủ trương điều chỉnh tỷ giá tăng nhẹ trong

biên độ nhất định. Việc tăng tỷ giá đã phần nào giúp hạn chế được tình trạng nhập siêu,

33

tuy nhiên độ co giãn đối hàng nhập khẩu là không cao bởi sự tác động của nhiều nhân

tố khác chứ không riêng nhân tố tỷ giá, nhất là khi các mặt hàng nhập khẩu chủ yếu

của Việt Nam là nguyên phụ liệu đầu vào cần thiết cho các ngành sản xuất, máy móc

thiết bị…Hơn nữa, cùng với sự gia tăng trong thu nhập, nhu cầu tiêu dùng hàng ngoại

ngày một tăng lên làm mức độ nhập khẩu tuy có giảm nhưng lại luôn ở mức cao hơn so

với xuất khẩu. Nhưng nhìn chung, biến động tỷ giá cũng đã có một mức độ ảnh hưởng

nhất định đối nhập khẩu.

- GDP Mỹ có ảnh hưởng thuận chiều đối với nhập khẩu, tuy nhiên kết quả này

không rõ ràng vì giá trị t không có ý nghĩa thống kê.

- Kết quả hồi quy cho thấy tỷ giá thực và nhập khẩu có mối quan hệ nghịch, tuy

nhiên một lần nữa hệ số thống kê t lại không nói lên điều này với t statistic = -0,21

Mặc dù chỉ có hai biến trong phương trình nhập khẩu tổng hợp có ý nghĩa thống kê cao nhưng hệ số giải thích sự phù hợp của mô hình là R2 và Durbin Watson khá cao, lần

lượt tương ứng là 59,5 % và 2,04.

(a) (b)

Hình 4.1: Test CUSUM, kiểm tra tính ổn định của từng mô hình: (a) xuất khẩu và (b) nhập khẩu, đường màu xanh biểu diễn mô hình dự đoán, đường màu đỏ giới hạn mức ý nghĩa 5 % của mô hình.

34

4.3 Phân tích mô hình xuất, nhập khẩu của một số mặt hàng chủ yếu

Mặc dù việc ước lượng với số liệu xuất, nhập khẩu tổng hợp cho ra kết quả R2

khá cao, tuy nhiên với việc sử dụng số liệu tổng hợp chung cho tất cả các ngành cũng

đồng nghĩa với việc giả định độ co giãn giữa các ngành cũng như giữa các thị trường

hàng hóa là như nhau trong khi thực tế thì không như vậy. Việc tổng hợp các mặt hàng

với nhau có thể làm loãng mối quan hệ và khả năng mâu thuẫn với kết quả của các

nghiên cứu trước. Để tăng tính thuyết phục cho mô hình đồng thời để tìm kiếm thêm

một sự phù hợp hơn cho bài nghiên cứu, dữ liệu xuất, nhập khẩu phân tách đối với một

số mặt hàng riêng lẻ chủ yếu được sử dụng để đưa vào ước lượng bằng phương pháp

OLS. Dữ liệu thương mại của một số mặt hàng chủ yếu được thu thập từ Tổng cục

Thống Kê từ quý 1/2004 đến quý 2/2013. Ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương

t bây giờ là giá trị xuất, nhập khẩu của những mặt hàng riêng

t và MVN

mại đối với những mặt hàng riêng biệt cũng sẽ được ước lượng theo phương trình (8) và (9). Do đó XVN

biệt. Biến động tỷ giá được đo lường bằng mô hình ARCH một lần nữa được sử dụng

để đưa vào kiểm tra mối quan hệ. Kết quả ước lượng được trình bày ở bảng 4.5 và 4.6

Trong khi kết quả ước lượng với số liệu xuất, nhập khẩu tổng hợp cho thấy cả xuất

khẩu và nhập khẩu đều có ảnh hưởng bởi biến động tỷ giá thì kết quả ước lượng với số

liệu phân tách riêng từng mặt hàng chủ yếu lại không cho kết quả như mong đợi.

- Bảng 4.5 cho thấy biến động tỷ giá chỉ có ảnh hưởng nhất đối với giá trị xuất

khẩu của 2 mặt hàng là dệt may và điện tử trong số 8 mặt hàng có giá trị xuất khẩu cao trong tổng giá trị xuất khẩu được chọn để nghiên cứu. Hệ số R2 cũng không còn cao như khi ước lượng với số liệu xuất khẩu tổng hợp, với R2 là 11,2 % cho mặt hàng dệt

may và 58,4 % cho mặt hàng điện tử.

- Thu nhập thực lại thể hiện sự ảnh hưởng rộng hơn đối với giá trị xuất khẩu so với biến biến động tỷ giá khi GDPVN có ý nghĩa với mặt hàng điện tử, giày dép, gỗ, thủy sản. Còn GDPUS lại có ý nghĩa với mặt hàng dầu thô, điện tử, gạo. Điều đáng lưu

35

ý là GDPUS có ảnh hưởng thuận chiều đối với mặt hàng điện tử nhưng lại nghịch chiều

đối với xuất khẩu gạo và dầu thô.

- Tỷ giá thực chỉ có ảnh hưởng với xuất khẩu của mặt hàng duy nhất là điện tử

với hệ số t-ststistic là 2,27. Nhưng mối quan hệ này lại là cùng chiều.

Bảng 4.5: Kết quả hối quy cho xuất khẩu một số mặt hàng chủ yếu

R2 DW

Cao su 0,082 2,376

Dầu thô 0,237 1,993

Dệt may 0,112 2,480

Điện tử 0,584 2,204

Gạo 0,217 2,131

Giầy dép 0,256 2,773

Gỗ 0,493 2,768

Thủy sản 0,615 2,545 GDPVN/PVN GDPUS/PUS -7,64 E-12 (0,03) -9,26 E-10 (2,31) -7,59 E-10 (-1,58) 3,71 E-10 (3,43) -8,9 E-10 (2,91) -3,25 E-11 (0,18) 1,57 E-10 (1,73) -3,39 E-10 (1,60) e*(PUS/PVN) 8,86 E-4 (0,95) 0,001 (0,90) 0,002 (0,84) 1,014 E-4 (2,27) 0,001 (0,46) -8,79 E-5 (0,20) -0,001 (1,33) 0,001 (1,07) Vt 346,65 (0,12) 7272,84 (1,41) 4758,74 (1,96) 1460,41 (2,05) 3658,56 (0,93) 1588,76 (0,69) 117,41 (1,00) 2149,91 (0,79) 1,19 E-12 (1,15) 1,81 E-12 (0,99) 2,24 E-13 (0,10) 2,82 E-12 (3,23) 3,92 E-14 (0,03) 2,51 E-12 (3,11) 2,19 E-12 (5,32) 6026 E-12 (6,54)

- Bảng 4.6 cho kết quả hồi quy với số liệu nhập khẩu của một mặt hàng chủ yếu.

Trong 8 mặt hàng được chọn thì có 3 mặt hàng nhạy cảm với biến động tỷ giá một cách có ý nghĩa là điện tử, ô tô, xăng dầu với hệ số R2 khá cao tương ứng cho mỗi mặt hàng

45,7 %, 63,2 % và 48 %. Cũng giống như đối với nhập khẩu tổng hợp, mối quan hệ

giữa biến động tỷ giá với giá trị nhập khẩu các mặt hàng là nghịch biến.

36

- Tỷ giá thực một lần nữa lại thể hiện sự ảnh hưởng mờ nhạt đến các mặt hàng

riêng rẻ khi chí có mặt hàng xăng dầu là có ý nghĩa thống kê.

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy cho nhập khẩu một số mặt hàng chủ yếu

GDPVN/PVN GDPUS/PUS e*(PUS/PVN) R2 DW Vt

-5,52 E-12 -3,77 E-10 4,96 E-4 -575,32 0,169 2,230 Nguyên phụ liệu (0,65) (0,24) (2,34) (2,06)

-3,52 E-12 4,4 E-10 -0,0005 -434,12 0,457 1,997 Điện tử (0,75) (2,96) (2,50) (2,19)

-9,71 E-13 1,36 E-10 -1,72 E-10 -750,44 0,312 2,364 Hoá chất 1,92 (0,59) (1,23) (2,97)

-5,63 E-12 3,13 E-10 0,00149 -7074,54 0,621 2,724 Máy móc thiết bị 0,60 (0,69) 1,08 (2,38)

-3,07 E-11 3,53 E-11 5,77 E-4 -2938,25 0,632 2,291 Ô tô (0,16) (0,66) (2,97) (2,08)

-4,47 E-12 2,89 E-10 -0,001 -943,35 0,150 2,114 Sắt thép (0,65) (0,56) (0,16) (2,22)

-9,03 E-12 -5,53 E-10 4,69 E-10 3626,95 0,283 2,092 Vải (1,89) (0,39) (0,96) (2,41)

-1,6 E-12 -2,28 E-9 -0,005 -16911,06 0,480 2,380 Xăng dầu (0,42) (2,17) (2,01) (2,39)

- Trong khi sự ảnh hưởng của tỷ giá đối với các mặt hàng là không nhiều thì GDPVN lại một lần nữa thể hiện sự ảnh hưởng mạnh đối với nhâp khẩu khi đa số các

mặt hàng đều bị ảnh hưởng nghịch chiều một cách có ý nghĩa như: nguyên phụ liệu,

điện tử, hóa chất, máy móc thiết bị, ô tô, sắt thép và vải. Duy chỉ có mặt hàng xăng dầu

là không bị ảnh hưởng.

- GDP thực của Mỹ có ảnh hưởng nghịch đối với mặt hàng nguyên phụ liệu, xăng

dầu và tác động cùng chiều đối với mặt hàng điện tử.

37

Mặc dù kết quả của bảng 4.5 và bảng 4.6 đối với xuất, nhập khẩu một số mặt hàng chủ

yếu không được mạnh mẽ như đối với số liệu xuất, nhập khẩu tổng hợp, tuy nhiên kết

quả này cũng phản ảnh khá đúng với thực tế về thực trạng xuất nhập khẩu hiện tại của

Việt Nam hiện nay. Chúng ta có thể dễ nhận thấy, sở dĩ tỷ giá không được thể hiện một

cách rõ nét vai trò của mình đối xuất nhập khẩu riêng rẻ theo mặt hàng là vì trong cơ

cấu các mặt hàng xuất khẩu của Việt Nam thì đa số là các sản phẩm thô, giá trị gia tăng

được tạo ra thấp. Sản lượng của các sản phẩm này phụ thuộc khá nhiều vào điều kiện

tự nhiên (trữ lượng tài nguyên, thời tiết, đất đai..), nên về cơ bản ít co giãn về nguồn

cung ứng khi có biến động tỷ giá, đặc biệt là trong ngắn hạn. Trong khi các sản phẩm

của ngành công nghiệp chế biến thường được coi là nhạy cảm hơn với sự biến động giá

cả tương đối, thì một số sản phẩm có kim nghạch khá như hàng dệt may, giày dép, điện

tử, đồ gỗ lại phụ thuộc nặng vào nguyên liệu nhập khẩu nên ít khai thác được lợi thế từ

sự thay đổi tỷ giá (đặc biệt là trong trường hợp phá giá đồng nội tệ). Còn đối với nhập

khẩu, phần lớn hàng nhập khẩu của Việt Nam là máy móc, thiết bị, nguyên nhiên liệu

mà sản xuất trong nước chưa đáp ứng được nên tính co giãn đối với nhập khẩu của

những mặt hàng này rất thấp, vì thế cũng rất ít nhạy cảm với biến động tỷ giá.

4.4 Phân tích dữ liệu quốc gia song phương

Khi phân tích ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên dòng chảy thương mại, một

điều quan trọng cần phải được tiến hành để thấy rõ nét hơn mối quan hệ giữa hai đại

lượng này chính là việc phân tích với dữ liệu song phương. Hơn nữa, qua phân tích

mối quan hệ giữa biến động tỷ giá với giá trị xuất, nhập khẩu của từng mặt hàng riêng

biệt thì mối quan hệ này chưa được thể hiện một cách rõ nét. Do đó, để mở rộng và

tăng tính tin cậy cho kết quả nghiên cứu, chúng ta tiến hành thử nghiệm phương trình

dòng chảy thương mại song phương với với số liệu song phương giữa Việt Nam và

một số quốc gia điển hình có mức độ thương mại cao đối với Việt Nam. Có 11 quốc

38

gia được chọn để phân tích là Mỹ, Trung Quốc, Anh, Đức, Úc, Nhật, Hàn Quốc, Hồng

Kông, Malaysia, Singapore, Thái Lan.

t)] +γVt (10)

Phương trình thương mại (8) và (9) được cụ thể hóa lại trong mối quan hệ song phương

t/PVN t/PVN

t) = α +βΔ(YF t) = α+βΔ(YF

t/PF t/PF

t) + χΔ(YVN t) + χΔ(YVN

t/PVN t/PVN

t)+ φΔ[eF t)+ φΔ[eF

t * (PF t * (PF

t/PVN t/PVN

t)] +γVt (11)

như sau: Δ(XVN,F Δ(MVN,F

Trong đó: XVN,F: Xuất khẩu song phương giữa Việt Nam với 1 nước ngoài MVN,F: Nhập khẩu song phương giữa Việt Nam từ 1 nước ngoài

(F = Mỹ, Trung Quốc, Anh, Đức, Úc, Nhật, Hàn Quốc, Hồng Kông, Malaysia,

Singapore, Thái Lan)

Xuất khẩu, nhập khẩu song phương cũng là một hàm số của GDP thực của Việt Nam,

GDP thực của nước ngoài, tỷ giá thực và biến động tỷ giá.

Để kiểm tra các phương trình thương mại song phương này, sử dụng các dữ liệu hàng

quý từ quý 1/2004 đến quý 2/2013 với xuất khẩu, nhập khẩu song phương và GDP của

Việt Nam được lấy từ Tổng cục Thống kê Việt Nam, tỷ giá danh nghĩa song phương

giữa đồng Việt Nam và các nước (Mỹ: USD, Trung Quốc: CNY, Anh: GBP, Đức:

EUR, Úc: AUD, Nhật: JPY, Hàn Quốc: KRW, Hồng Kông: HKD, Malaysia: MYR,

Singapore: SGD và Thái Lan: THB), CPI và GDP được lấy từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế

IMF.

Tiếp tục sử dụng mô hình ARIMA và ARCH để ước lượng biến động tỷ giá song

phương giữa VND và các nước với chuỗi dữ liệu tỷ giá hàng quý được lấy sai phân bậc

1 của log để hiệu chỉnh tính không dừng. Chi tiết các mô hình tối ưu được trình bày

trong bảng 4.7.

39

Bảng 4.7: Tóm tắt các mô hình ARCH đáng tin cậy với dữ liệu tỷ giá song phương

hàng quý của Việt Nam từ quý 1/2004 đến quý 2/2013

Tiền tệ Mô hình dự báo α1 (t-stat) α2 (t-stat) β1 (t-stat) β2 (t-stat) β3 (t-stat) Σ (α + β)

AUD/VND GARCH(1,1) 0,907

CNY/VND GARCH(1,2) 0,919

HKD/VND GARCH(1,3) 0,872 0,522 (4,32) 0,247 (8,36) 0,411 (4,32)

JPY/VND GARCH(1,1) 0,982 0,621 (5,21) 0,216 (7,65) 0,198 (4,62) 0,69 (5,12)

KRW/VND ARCH(1) 0,383

MYR/VND GARCH(1,1) 0,592 0,442 (4,52)

SGD/VND ARCH(1) 0,745

THB/VND ARCH(2) 0,693

USD/VND ARCH(2) 0,629

EUR/VND GARCH(1,1) 0,945 0,489 (5,06)

GBP/VND ARCH(1) 0,555 0,286 (6,23) 0,181 (8,21) 0,016 (3,59) 0,292 (4,65) 0,383 (4,62) 0,15 (5,63) 0,745 (9,56) 0,044 (6,32) 0,224 (4,98) 0,456 (4,36) 0,555 (7,51) 0,649 (5,89) 0,405 (8,32)

Sử dụng kiểm nghiệm ADF và PP để kiểm định lại tính dừng của chuỗi dữ liệu tỷ giá

song phương. Kết quả, ta có phương trình thương mại song phương tương tự như

phương trình thương mại với số liệu xuất, nhập khẩu tổng hợp. Nhưng số liệu xuất,

nhập khẩu tổng hợp được thay bằng số liệu xuất, nhập song phương giữa Việt Nam với

nước đối tác. Dùng phương pháp OLS để ước lượng cho 11 phương trình xuất khẩu và

40

11 phương trình nhập khẩu tương ứng với 11 quốc gia có quan hệ thương mại song

phương với Việt Nam được chọn. Sử dụng kiểm định Wald lần lượt kiểm tra sự phù

hợp của các tham số trong phưng trình. Kết quả ước lượng được trình bày trong bảng

4.8 và bảng 4.9.

41

Bảng 4.8: Kết quả hồi quy xuất khẩu song phương. Bảng tóm tắt kết quả của phương trình OLS XF = f(YF, YVN, e, v). Trong đó XF là xuất khẩu song phương thực của Việt Nam với một nước ngoài, YF là thu nhập nước ngoài thực và YV là thu nhập thực của Việt Nam, e là tỷ giá thực tính theo công thức e = e danh nghĩa * (PF/PVN), v là biến động tỷ

giá được đo lường bằng mô hình ARCH theo số liệu tỷ giá song phương hàng quý.

GDPF/PF GDPVN/PVN eF*(PF/PVN) R2 DW Vt

Anh 0,225 2,239

Đức 0,156 1,987

Malaysia 0,22 2,606

Singapore 0,048 2,518

Thái Lan 0,078 2,437

Hàn Quốc 0,116 2,190

Mỹ 0.142 2,560

Hồng Kông 0,337 1,948

Nhật 0.285 2.125

Úc 0,212 2,289

0,154 2,758 0,004682 (0,66) 0,003892 (2,07) 3,933 E-03 (2,75) 0,008 (0,95) -1,92 E-04 (1,21) -2,35E-06 (0,74) 1,74E-04 (4,46) 8,19E-04 (1,66) 6.7 E-06 (1.72) -9,50E-03 (0,76) 1,75E-05 (0,60) 66,1127 (1,19) 166,95 (0,86) 815,5347 (0,54) -527,85 (0,83) 7214,179 (0,91) 212.457 (1,48) 1651,39 (1,04) -214,12 (2,14) -104.466 (3.13) 867,7 (2,03) 5313,1 (0,54) 430395 (0,16) -5 E+06 (1,15) -2 E+06 (0,16) 15 E+06 (0,15) -4 E+06 (0,76) -6 E+06 (1,57) -7,20E+09 (1,47) 4 E+06 (2,42) -14 E+06 (1.57) 6 E+06 (0,68) -8 E+06 (0,12) 5,79 E-7 (2,92) -3,19 E-06 (5,33) 1,35 E-06 (2,93) -2 E-07 (0,32) -3,27E-07 (2,91) 1,61E-06 (5,78) 1,50E-06 (7,88) 2,50E-07 (3,75) 9.2 E-07 (4.87) 9,29E-07 (0,76) 1,57E-06 (5,49)

Trung Quốc

42

- Kết quả hồi quy với số liệu xuất khẩu song phương cho thấy GDP thực của Việt

Nam vẫn là biến có ảnh hưởng nhiều nhất đến thương mại. Trong 11 nước được thử

nghiệm thì chỉ loại trừ Singapore và Úc là 2 nước có xuất khẩu song phương với Việt

Nam không bị ảnh hưởng bởi GDP thực Việt Nam, tất cả 10 nước còn lại đều bị ảnh

hưởng. Tuy nhiên, mức độ ảnh hưởng thuận chiều và nghịch chiều đối với xuất khẩu là

khác nhau giữa các nước. Trong 10 nước có mối quan hệ ảnh hưởng có ý nghĩa thì

riêng Đức và Thái Lan có mối quan hệ nghịch chiều, 8 nước còn lại sự ảnh hưởng của

GDP thực Việt Nam là tích cực. Tuy vẫn chưa giải thích được dấu âm của hệ số hồi

quy cho 2 nước Đức và Thái Lan nhưng kết quả này cũng được xem là kết quả đáng

lưu ý.

- Biến GDP thực của nước ngoài có tác động đến xuất khẩu song phương đối với

ba nước là Đức, Malaysia và Mỹ.

- Trong khi các biến thu nhập thể hiện thể hiện sự tác động đối với thương mại

song phương thì biến tỷ giá lại ít ảnh hưởng hơn. Tỷ giá thực có ảnh hưởng đối với

xuất khẩu với Nhật và Hồng Kông, còn biến động tỷ giá trong các ước lượng này

không cung cấp thêm bằng chứng nào mới về sự tác động của tỷ giá lên dòng chảy

thương mại khi chỉ có giá trị xuất khẩu song phương với Hồng Kông là chịu ảnh hưởng

bởi biến động tỷ giá một cách có ý nghĩa.

Nhìn chung, kết quả này không gây ấn tượng như sự kỳ vọng trước khi thực hiện ước lượng đối với số liệu thương mại song phương. Hệ số R2 cũng thể hiện không khả quan

như khi ước lượng với phương trình xuất, nhập khẩu tổng hợp. Trong những phương trình này, R2 cao nhất chỉ đạt 33,7 %.

43

Bảng 4.9: Kết quả hồi quy nhập khẩu song phương. Bảng tóm tắt kết quả của phương trình OLS MF = f(YF, YVN, e, v). Trongđó MF là nhập khẩu song phương thực của Việt Nam với một nước ngoài, YF là thu nhập nước ngoài thực và YVNlà thu nhập thực của Việt Nam, e là tỷ giá thực tính theo công thức e = e danh nghĩa * (PF/PVN), v là biến

động tỷ giá được đo lường bằng mô hình ARCH theo số liệu tỷ giá song phương hàng

quý.

GDPVN/PVN eF*(PF/PVN) R2 DW

Anh 0,366 2,634

Đức 0,318 2,302

Malaysia 0,155 1,986

Singapore 0,132 1,996

Thái Lan 0,243 2,236

0,306 2,654 Hàn Quốc

Mỹ 0.055 2,622

0,018 1,457 Hồng Kông

Nhật 0,566 2,574

Úc 0,086 2,161

0,524 2,452 5,146 (0,19) -558,21 (1,28) 219,31 (0,15) -73,69 (2,03) 37888 (2,04) 138379 (0,35) -529,2 (0,61) -1448,86 (0,19) 67370 (1,57) 154,94 (0,75) -24997,2 (1,98) GDPF/PF -0,001 (1,11) 5,86 E-04 (0,22) -0,0046 (1,58) 0,0154 (0,53) -1,75E-04 (0,47) 8,37E-06 (2,97) 1,01E-04 (2,49) -5,50E-04 (0,39) 4,92E-06 (2,44) -8,57E-03 (1,42) 9,47E-05 (2,66) 3,95 E-07 (2,69) 9,22 E-07 (1,75) 7,97 E-07 (1,21) 6,36 E-07 (2,36) 1,75E-06 (2,07) -2,09E-06 (3,72) -1,01E-06 (1,08) 6,34E-07 0,418 4,72E-06 (5,14) -1,38E-07 (0,23) -9,54E-06 (3,46) Vt 80396,7 (0,06) 21 E+06 (1,28) 14 E+06 (1,13) 5,43E+08 (1,51) -15 E+06 (1,02) 11,3 E+05 (0,96) 7,76E+08 (0,29) -17 E+06 (2,48) -13 E+06 (1,73) 870056 (0,22) 23 E+07 (2,45)

Trung Quốc

- Kết quả từ bảng 4.9 cho thấy biến động tỷ giá Vt chỉ có ảnh hưởng nhiều nhất

đến nhập khẩu song phương giữa Việt Nam với hai nước và vùng lãnh thổ đó là Trung

44

Quốc và Hồng Kông. Kết quả này tuy hơi ít so với số lượng 11 nước được đưa vào thử

nghiệm với kỳ vọng có ảnh hưởng nhiều từ việc biến động. Tuy nhiên, điều này không

đáng gây ngạc nhiên bởi thực tế thì thị trường nhập khẩu của Việt Nam chủ yếu là từ

các nước Châu Á với tỷ trọng chiếm đến hơn 80 %, trong đó nhập khẩu từ Trung Quốc

chiếm đến gần 30 % tổng kim ngạch nhập khẩu của cả nước. Các mặt hàng nhập khẩu

chính từ Trung Quốc là xăng dầu, máy móc, thiết bị điện tử, máy tính, linh kiện, hóa

chất…đây đều là những mặt hàng thuộc nhóm hàng cần nhập để phục vụ cho sản xuất,

xuất khẩu. Chính điều này đã lý giải cho mối quan hệ đi ngược với nguyên lý giữa biến

động tỷ giá và nhập khẩu với Trung Quốc, đó là trong khi biến động tăng tỷ giá làm

nhập khẩu từ Hồng Kông giảm đi thì nhập khẩu từ Trung Quốc lại tăng cùng chiều với

biến động. Qua đó cho thấy rằng, tỷ giá không phải là yếu tố duy nhất tác động lên

thương mại mà sự tăng giảm của mức độ thương mại còn bị chi phối bởi các yếu tố khác nữa. Trong khi hệ số giải thích R2 và điểm số Durbin Watson cho phương trình

ước lượng nhập khẩu song phương Việt Nam-Hồng Kông là rất thấp (1,8 % và 1,457)

thì đối với phương trình nhập khẩu Việt Nam-Trung Quốc, hai hệ số này khá là khá

cao (52,4 % và 2,452).

- Tỷ giá thực trong các phương trình này không thể hiện sự ảnh hưởng mạnh mẽ

lên nhập khẩu khi chỉ có hai quốc gia bị ảnh hưởng đó là Singapore và Thái Lan. Tuy

nhiên, dấu của hệ số hồi quy giữa hai phương trình ước lượng nhập khẩu với hai quốc

gia này là khác nhau.

- Biến GDP thực Việt Nam luôn là thành phần thể hiện sự tác động nhiều nhất lên

dòng chảy thương mại khi có đến 6/11 quốc gia có hệ số t có ý nghĩa cho mối quan hệ

này.

- GDP thực của nước ngoài cũng có ảnh hưởng tích cực lên nhập khẩu giữa Việt

Nam và bốn nước là: Hàn Quốc, Mỹ, Nhật và Trung Quốc.

45

5. KẾT LUẬN

Với mục đích của bài nghiên cứu là xem xét sự ảnh hưởng của biến động tỷ giá

lên dòng chảy thương mại Việt Nam, mô hình ARCH và GARCH được sử dụng để tạo

ra ước lượng biến động. Sử dụng dữ liệu xuất, nhập khẩu của Việt Nam để thử nghiệm

đã cho ra bằng chứng rằng biến động tỷ giá có ảnh hưởng tích cực lên xuất khẩu trong

khi mối quan hệ này đối này đối với nhập khẩu lại là nghịch chiều.

Để tăng thêm tính thuyết phục cho bằng chứng về mối quan hệ này, người viết đã tiến

hành thêm những thử nghiệm khác đối với dữ liệu phân tách từng mặt hàng riêng biệt

và dữ liệu dòng chảy thương mại song phương giữa Việt Nam với 11 quốc gia và vùng

lãnh thổ khác. Kết quả từ những thử nghiệm này tuy không cao như khi ước lượng với

xuất khẩu, nhập khẩu tổng hợp nhưng cũng đã góp phần khẳng định lại sự tồn tại của

mối quan hệ nêu trên. Cho thấy biến động tỷ giá có sự tác động nhất định lên thương

mại quốc tế của Việt Nam. Kết quả nghiên cứu đã phần nào nói lên được rằng cơ chế

điều hành tỷ giá của NHNN là khá hiệu quả. Việc để cho đồng nội tệ giảm giá trong

những năm gần đây là một trong những biện pháp hỗ trợ xuất khẩu, cải thiện dần tình

trạng thâm hụt của cán cân thương mại.

Trong khi thử nghiệm với xuất, nhập khẩu từng mặt hàng thì điện tử, dệt may, ô tô là

những mặt hàng dễ nhạy cảm với biến động tỷ giá nhất thì kết quả của thử nghiệm

dòng chảy thương mại song phương cho thấy tác động của biến động đối với xuất,

nhập khẩu giữa Việt Nam với Trung Quốc và Hồng Kông là rõ nét hơn trong số 11

quốc gia có mức độ thương mại cao với Việt Nam được lựa chọn để thử nghiệm.

Do đặc thù nền kinh tế Việt Nam và sự hạn chế về mặt số liệu (mức độ tin cậy và giới

hạn về số quan sát), nên một số kết quả nghiên cứu cho ra chưa được rõ nét và không

làm thõa sự kỳ vọng.

Một điểm hạn chế của kết quả nghiên cứu là dữ liệu được thu thập trùng với giai đoạn

xảy ra khủng hoảng kinh tế (2008-2009) nên tỷ giá có sự biến động mạnh. Câu hỏi

được đặt ra là nếu như không có khủng hoảng và xét trong mối quan hệ dài hạn thì tác

46

động của biến động tỷ giá lên thương mại là như thế nào? Và liệu việc áp dụng các

phương pháp ước lượng như trên có còn phù hợp? Đó chính là động lực để các nghiên

cứu tiếp theo có thể mở rộng và tìm ra hướng nghiên cứu mới tiến bộ hơn.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu tiếng Việt

1. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright, Kinh tế lượng về chuỗi thời

gian:Dự báo với mô hình ARIMA và VAR. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ

Chí Minh.

2. Hoàng Đình Minh, 2013. Ảnh hưởng của tỷ giá đến xuất, nhập khẩu tại Việt

Nam. Tạp chí Tài chính, số 4. http://www.tapchitaichinh.vn/Trao-doi-Binh-

luan/Anh-huong-cua-ty-gia-den-xuat-nhap-khau-tai-Viet-Nam/24693.tctc

3. Nguyễn Thị Kim Thanh , 2011. Điều hành chính sách tỷ giá nhằm thúc đẩy

xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu. Tạp chí Ngân hàng 2011.

http://www.vnba.org.vn/index.php?option=com_content&view=article&id=1

473:iu-hanh-chinh-sach-t-gia-nhm-thuc-y-xut-khu-va-hn-ch-nhp-khu-

&catid=43:ao-to&Itemid=90

4. Nguyễn Trọng Hoài, 2001. Mô hình hóa chuỗi thời gian trong kinh doanh và

kinh tế. Thành phố Hồ Chí Minh: NXB Ðại học Quốc gia TPHCM.

5. Nguyễn Văn Tuệ, 2002. Ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đến hoạt

động xuất nhập khẩu của Việt Nam. Luận văn Thạc sĩ. Trường Đại học

Ngoại thương.

6. Phùng Thanh Bình, 2011. Bài giảng Dự báo kinh tế và phân tích dữ liệu, Lưu

hành nội bộ. Trường Đại học Kinh tề TPHCM.

7. Tổng cục Thống kê (2004 – 2013), Niên giám thống kê các năm.

Danh mục tài liệu tiếng Anh

1. Asseery, A., Peel, D.A., 1991. The effects of exchange rate volatility on exports.

Economics Letters, Vol. 37, pp. 173-117.

2. Bini-Smaghi, L., 1991. Exchange rate variability and trade: Why is it so difficult

to find any relationship.Applied Economics, 23, 927-936.

3. De Grauwe, P., 1998. Exchange rate variability and the slowdown in the growth

of international trade.IMF Staff Papers 35, 63-84.

4. Hooper, P., Kohlhagen, S., 1978. The effect of exchange rate uncertainty on the

price and volume of international trade. J. Int. Economics 8, 483-511.

5. http://www.imf.org

6. Komain Jiranyaku, 2010.The Effects of Real Exchange Rate Volatility on

Thailand's Exports to the United States and Japan ur;1der the Recent Float.

NIDA Development Journal, Vol. 50, No. 2, pp. 1-18

7. Michael D. Mckenzie, 1997. The impact of exchange rate volatility on

Australiantrade flows.Journal of International Financial Markets, Institutions

and Money 8 (1998), 21-38.

8. Marria Hassan, 2013. Volatility of exchange rate effecting trade growth – A

case of Pakistan with US, UK and UAE. European Scientific Journal, Vol. 9,

No. 22, pp.277-288

9. Pozo, S., 1992. Conditional exchange rate volatility and the volume of

international trade: evidence from the early 1900s. Review of Economics and

Statistics, 325-329.

10. Presley K. Wesseh, Jr.and Linlin Niu, 2012 .The Impact of Exchange Rate

Volatility on Trade Flows: New Evidence from South Africa,International

Review of Business Research Papers, Vol. 8. No. 1. 140 – 165.

11. Robert Engle, 2001. GARCH 101: The Use of ARCH/GARCH Models in

Applied Econometrics. Journal of Economic Perspectives,Volume 15, Number

4, 157–168

12. Sekantsi, 2008. The impact of real exchange rate volatility on South African

exports to the United States (U.S.): A bounds test approach

13. Sercu, P., Uppal, R., 1998. Exchange rate volatility and international trade: A

case for agnosticism.Mimeo, University of British Colombia.

14. Todani and Munyama, 2005. Exchange rate volatility and exports in South

Africa, Annual Forum 2005. World Institute for Develoment Economics

Research.

PHỤ LỤC

1. Mô hình ARIMA

1.1. Giới thiệu mô hình ARIMA

Mô hình trung bình trượt, đồng liên kết, tự hồi quy ARIMA dựa trên triết lý “hãy

để dữ liệu tự nói”, nó không sử dụng các biến ngoại sinh độc lập X1, X2, X3 để giải

thích cho Y, mà nó sử dụng chính các giá trị trong quá khứ của Y để giải thích cho bản

thân nó ở hiện tại. Nó cũng không giả định bất kỳ một mô hình cụ thể nào, mà việc xác

định mô hình là dựa trên phân tích dữ liệu cụ thể từng trường hợp và cả một chút nghệ

thuật cũng như kinh nghiệm của người sử dụng.

1.2. Quy trình 6 bước của Box-Jenkins

Dữ liệu gốc có thể chuyển sang dạng logarith nhằm làm trơn dữ liệu (loại bỏ các

quan sát biến động) và đặc biệt đối với chuỗi dữ liệu không phân bố chuẩn thì cách

logarith để khắc phục vấn đề điều kiện xử lý thống kê. Do đó mô hình sẽ chính xác

hơn.

Bước 1: Kiểm tra tính dừng:

Tính dừng: một quá trình ngẫu nhiên Yt nếu như trung bình và phương sai của một quá

trình không thay đổi theo thời gian và giá trị đồng phương sai giữa hai thời đoạn chỉ

phụ thuộc vào khoảng cách hay độ trễ về thời gian giữa hai thời đoạn này chứ không

phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà đồng phương sai được tính.

Cụ thể:

Trung bình: E(Yt) = μ = const

Phương sai: Var(Yt) = E(Yt- μ ) = σ2 = const

Đồng phương sai: Covar(Yt,Yt+k) = E[(Yt – μ)(Yt+k – μ) = γk

Hậu quả : Trong mô hình hồi quy cổ điển, ta giả định rằng sai số ngẫu nhiên có kỳ

vọng bằng không, phương sai không đổi và chúng không tương quan với nhau. Với dữ

liệu là các chuỗi không dừng, các giả thiết này bị vi phạm, các kiểm định t, F mất hiệu

lực, ước lượng và dự báo không hiệu quả hay nói cách khác phương pháp OLS không

áp dụng cho các chuỗi không dừng.

Điển hình là hiện tương hồi quy giả: nếu mô hình tồn tại ít nhất một biến độc lập có

cùng xu thế với biến phụ thuộc, khi ước lượng mô hình ta có thể thu được các hệ số có ý nghĩa thống kê và hệ số xác định R2 rất cao. Nhưng điều này có thể chỉ là giả, R2 cao

có thể là do hai biến này có cùng xu thế chứ không phải do chúng tương quan chặt chẽ

với nhau.

Tính dừng của chuỗi thời gian có thể nhận biết dựa trên đồ thị của chuỗi thời gian, đồ

thị của hàm tự tương quan mẫu hay kiểm định Dickey-Fuller.

Dựa trên đồ thị Y = f(t), một cách trực quan chuỗi Yt có tính dừng nếu như đồ thị cho

thấy trung bình và phương sai của quá trình Yt không đổi theo thời gian.

Dựa vào hàm tự tương quan mẫu ACF. Nếu ACF = f(t) giảm nhanh và tắt dần về 0 thì

chuỗi có tính dừng.

Kiểm định Dickey-Fuller (kiểm định đơn vị) nhằm xác định xem chuỗi thời gian có

phải ngẫu nhiên (Random Walk, nghĩa là Yt = 1*Yt-1 + εt) hay không. Nếu chuỗi là

bước ngẫu nhiên thì không có tính dừng. Tuy nhiên nếu chuỗi không có tính dừng thì

chưa chắc là bước ngẫu nhiên.

Bước 2: Cách khắc phục:

Để biến đổi chuỗi không dừng thành chuỗi dừng, thông thường nếu lấy sai phân một

lần hoặc hai lần thì sẽ được chuỗi có tính dừng.

Chuỗi gốc: Yt

Chuỗi sai phân bậc 1: Wt = Yt – Yt-1

Chuỗi sai phân bậc 2: Vt = Wt – Wt-1

Bước 3: Phân tích giản đồ tự tương quan để chọn p,d,q

Theo Box-Jenkins, một quá trình ngẫu nhiên có tính dừng có thể tuân theo nhiều quá

trình khác nhau:

Quá trình tự hồi quy bậc p – AR(p)

Trong mô hình tự hồi quy quá trình phụ thuộc vào tổng có trọng số của các giá trị quá

khứ và số hạng ngẫu nhiên hiện hành theo độ trễ.

Yt = αo + α1Yt-1 + α2Yt-2 +…+ αpYt-p + ut

Với Y là chuỗi dừng và ut là nhiễu trắng, ta nói Y tuân theo quá trình Tự hồi quy bậc p,

ký hiệu AR(p).

Quá trình trung bình trượt bậc q – MA(q)

Trong mô hình trung bình trượt, quá trình được mô tả hoàn toàn bằng tổng các giá trị

quá khứ và số hạng ngẫu nhiên hiện hành theo độ trễ

Yt = ut+β1ut-1+ β2ut-2+ …βqut-q

Với Y là chuỗi dừng và ut là nhiễu trắng, ta nói Y tuân theo quá trình Trung bình

trượtbậc q, ký hiệu MA(q)

Quá trình tự hồi quy kết hợp trung bình trượt – ARIMA (p,d,q)

Yt = φ + [α1Yt-1 + ..+ αpYt-p] + [β1Ut-1 +…+ βqUt-q] + ut

Nhận dạng mô hình

Nhận dạng mô hình ARIMA (p,d,q) là tìm các giá trị thích hợp của p,d,q. Với d là bậc

sai phân của chuỗi thời gian khảo sát, ký hiệu là I(d),p là bậc tự hồi quy và q là bậc

trung bình trượt. Mô hình tổng quát như sau:

Dd(Yt) = φ + [α1Dd(Yt-1) +…+αpDd(Yt-p)] + [β1ut-1 + …+β4ut-q] + ut

Như vậy, xác định được các giá trị p, d, q ta sẽ mô hình hóa được chuỗi. Đồng thời ta

dễ dàng nhận ra, mô hình ARIMA chỉ sử dụng các giá trị quá khứ của bản thân nó chứ

hoàn toàn không sử dụng thêm một biến độc lập nào khác. Đây chính là triết lý “hãy để

dữ liệu tự nói”.

Bước 4: Ước lượng mô hình dự kiến, kiểm tra phần dư

Bước 5: Lựa chọn mô hình phù hợp nhất.

Tuy nhiên, một chuỗi dữ liệu có thể phù hợp với nhiều mô hình ARIMA khác nhau, do

đó chúng ta cần thử nhiều mô hình để chọn được mô hình phù hợp nhất. Đó là lý do tại

sao phương pháp lập mô hình ARIMA của Box-Jenkins được xem là nghệ thuật nhiều

hơn là khoa học. Cần phải có kỹ năng tốt để lựa chọn đúng mô hình ARIMA thích hợp

nhất.

Thông thường, ta dựa trên các tiêu chuẩn: Log likelihood (giá trị càng lớn càng tốt),

Akaike, Schwarz (giá trị càng nhỏ càng tốt) hay so sánh với dữ liệu quá khứ để lựa

chọn mô hình thích hợp nhất.

Bước 6 : Dự báo

Một trong số các lý do về tính phổ biến của phương pháp lập mô hình ARIMA là thành

công của nó trong dự báo. Trong nhiều trường hợp, các dự báo thu được từ phương

pháp này tin cậy hơn so với các dự báo từ phương pháp lập mô hình kinh tế lượng

truyền thống, đặc biệt là đối với dự báo ngắn hạn. Tất nhiên, từng trường hợp phải

được kiểm tra cụ thể.

2. Mô hình ARCH

Trong mô hình hồi quy OLS cổ điển hay mô hình ARIMA thì phương trình của

chúng ta luôn được phân làm hai phần, một phần là giá trị trung bình và một phần là cú

sốc được đại diện bằng nhiễu hay ta còn gọi là ut. Mô hình OLS thì yêu cầu kỳ vọng ut

phải bằng 0, phương sai của ut không đổi và hiệp phương sai của ut không đổi. Còn mô

hình ARIMA thì yêu cầu ut phải dừng. Bản thân ut là một yếu tố quan trọng trong mô

hình hồi quy vì tính chất đại diện đặc biệt của nhiễu, phương sai của ut đại diện cho độ

lệch bình phương của giá trị thực và giá trị hồi quy. Nếu chuỗi thời gian của chúng ta là

một biến tỷ suất sinh lợi hay giá của một loại tài sản thì câu hỏi đặt ra là làm cách nào

mà chúng ta có thể dự báo rủi ro của chuỗi đó trong khi chúng ta có thể dự báo được

giá trị trung bình hay nói cách khác là làm cách nào chúng ta có thể dự báo được

phương sai của ut. Đó chính là vấn đề mà ARCH ra đời để giải quyết.

Engel (1982) là người đầu tiên tìm ra mô hình ARCH. Để có thể dự báo được phương

t)

sai của ut thì ông đặt ra một giả định là phương sai của ut là phương sai có điều kiện và sự thay đổi của ut được mô tả bằng một hàm hồi quy trong đó phương sai của ut(σ2

phụ thuộc vào bình phương các giá trị trễ ut trong quá khứ. Chúng ta có phương trình

t = αo + α1u2

t-1 + α2u2

t-2 + …+ αku2

t-k + εt

sau: σ2 (1)

Từ phương trình (1) thì chúng ta hoàn toàn có thể dự báo được giá trị phương sai của

nhiễu và từ đó xác định được mức rủi ro của biến đang xét.

Quy trình thực hiện ARCH

Bước 1: Dùng ARIMA để xác định phương trình trung bình tốt nhất.

Bước 2: Sau khi có đươc mô hình dự báo giá trị trung bình tốt nhất thì chúng ta tiến

hành lọc lấy nhiễu của mô hình hồi quy. Sau khi có các giá trị nhiễu thì chúng ta tiến

hành kiểm định tính ARCH. Kiểm định tính ARCH được mô tả như sau:

t = αo + α1u2

t-1 + α2u2

t-2 + …+ αku2

t-k + εt

Ước lượng phương trình (1) σ2

n>0 (cú sốc dương và cú sốc âm có cùng mức ảnh hưởng đến rủi

Kiểm định các giả thuyết sau:

2 =…= α2

1 = α2

Ho = α1 = α2 =…= αn = 0 H1 = α2

ro)

Có 2 cách để kiểm định:

Cách 1: Dùng thống kê F, so sánh giá trị f vừa tìm được với giá trị Fα (m, n-2m-1)

trong đó α là mức ý nghĩa. Nếu f > Fα, ta bác bỏ Ho và ngược lại, nếu f < Fα, chấp

α, nếu giá trị χ2 tính toán lớn hơn giá

nhận Ho.

α lý thuyết ta bác bỏ giả thiết Ho và nếu χ2 nhỏ hơn χ2

α ta chấp nhận Ho.

Cách 2: Dùng thống kê Chi bình phương Ta có thể tính giá trị nR2 = χ2. So sánh với giá trị χ2 trị χ2

Bước 3: Sau khi kiểm định tính ARCH nếu không có hiệu ứng ARCH thì chúng ta

dừng lại, nếu có hiệu ứng ARCH thì chúng ta tiến hành chạy mô hình ARCH để dự báo

rủi ro.

t=1Xt + ut

(2)

t-2 + …+ αku2

t = αo + α1u2

t-1 + α2u2

t-k + εt

Lúc đó chúng ta sẽ có 1 hệ hai mô hình như sau: Yt = c + Σn σ2 (3)

Trong đó phương trình (2) là phương trình ước lượng giá trị trung bình và phương trình

còn lại ước lượng giá trị phương sai của nhiễu. Chúng ta cũng có thể dùng mô hình

ARIMA để tìm nhiễu nếu biến của chúng ta chỉ có 1 giá trị duy nhất. Dùng phương

pháp OLS để ước lượng phương trình (3) và chọn độ trễ sao cho mô hình là phù hợp

nhất để các hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê. Sau khi tìm được phương trình (3) tốt

nhất thì chúng ta có thể tiến hành dự báo phương sai của nhiễu thông qua phương trình

(3) và giá trị trung bình thông qua phương trình (2). Từ đó chúng ta có thể dự báo được

giá trị trung bình của thời điểm tiếp theo và sai số với mức ý nghĩa đã chọn trước.

3. Mô hình GARCH

Tuy mô hình ARCH mô hình hóa động thái của phương sai có điều kiện, nhưng

nó vẫn có một số nhược điểm sau đây :

Nếu hiệu ứng ARCH có quá nhiều độ trễ sẽ làm giảm đáng kể số bậc tự do trong mô

hình, điều này càng nghiêm trọng đối với các chuỗi thời gian ngắn ảnh hưởng đến kết

quả ước lượng.

Mô hình giả thiết các cú sốc dương và cú sốc âm có cùng mức ảnh hưởng đến độ rủi

ro, vì trong phương trình phương sai các ut-i đều được bình phương. Trong thực tế biến

động phản ứng khác nhau đối với các cú sốc âm và cú sốc dương. Và mô hình GARCH

ra đời phần nào khắc phục được các nhược điểm này.

Mô hình GARCH (p, q)

t-1 + Σq

j=1γju2

t-j

(4) Yt = β1 + β2Xt + ut ut = N(0, σ2 t) i=1δiσ2 t = γo + Σp σ2

Điều kiện : γo> 0 ; δi, γj>=0

t-j

Phương trình (4) cho thấy phương sai phụ thuộc vào:

t đại diện bởi các biến σ2

t-1

Giá trị quá khứ của những cú sốc, đại diện bởi các biến trễ của hạng nhiễu bình phương u2 Các giá trị quá khứ của bản thân, σ2

GARCH (0, q) chính là ARCH(q)

Dạng đơn giản nhất của mô hình GARCH (p, q) đó là mô hình GARCH(1,1).

t = γo + δiσ2

t-1 + γju2

t-1

Phương trình phương sai của mô hình GARCH(1,1) : σ2 (5)

Người ta đã chứng minh được rằng mô hình GARCH (1,1) tương đương với mô hình

ARCH bậc vô cùng với hệ số có xu hướng giảm dần. Chúng ta nên sử dụng mô hình

GARCH (1,1) thay cho ARCH bậc cao với GARCH(1,1) có ít hệ số cần ước lượng

hơn, để hạn chế khả năng mất bậc tự do trong mô hình.

1. Test CUSUM mô hình xuất khẩu các mặt hàng chính của Việt Nam

Cao su Dầu thô

Điện tử Dệt may

Giày dép

Gạo

Thủy sản

Gỗ

2. Test CUSUM mô hình các mặt hàng nhập khẩu của Việt Nam

Điện tử Hóa chất

Nguyên phụ liệu

Máy móc thiết bị

Sắt thép

Ôtô

Xăng dầu

Vải

3. Test CUSUM mô hình xuất nhập khẩu song phương:

Anh (xuất khẩu – nhập khẩu):

Đức (xuất khẩu – nhập khẩu)

Malaisia (xuất khẩu – nhập khẩu)

Singapore (xuất khẩu – nhập khẩu)

Thái Lan (xuất khẩu – nhập khẩu) Hàn Quốc (xuất khẩu – nhập khẩu) Mỹ (xuất khẩu – nhập khẩu)

Hồng Kông (xuất khẩu – nhập khẩu) Nhật (xuất khẩu – nhập khẩu) Úc (xuất khẩu – nhập khẩu)

Trung Quốc (xuất khẩu – nhập khẩu)