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

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

TRẦN THỊ THU HÀ

ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ LÊN

THƯƠNG MẠI QUỐC TẾ Ở VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh – 2018

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

TRẦN THỊ THU HÀ

ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ LÊN

THƯƠNG MẠI QUỐC TẾ Ở VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

PGS.TS. NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG

TP. Hồ Chí Minh – 2018

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan bài luận văn thạc sĩ với đề tài “Ảnh hưởng của biến động tỷ

giá lên thương mại quốc tế của Việt Nam ” là công trình nghiên cứu khoa học độc

lập của riêng tôi theo sự hướng dẫn của PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang. Các số

liệu, kết quả nêu trong Luận văn là trung thực, có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể và chưa

từng được ai công bố trong bất kỳ công trình nào khác.

Tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm về nội dung và tính trung thực của Luận văn

này.

Tp. Hồ Chí Minh, ngày tháng năm

Trần Thị Thu Hà

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG

DANH MỤC CÁC HÌNH

CHƢƠNG 1.GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI ...................................................................... 1

1.1. Lý do chọn đề tài .......................................................................................... 1

1.2. Mục tiêu nghiên cứu ..................................................................................... 1

1.3. Câu hỏi nghiên cứu ....................................................................................... 2

1.4. Phương pháp nghiên cứu .............................................................................. 2

1.5. Nội dung đề tài ............................................................................................. 3

1.6. Đóng góp đề tài ............................................................................................. 4

CHƢƠNG 2.TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC

NGHIỆM ................................................................................................................ 5

2.1. Tổng quan lý thuyết ...................................................................................... 5

2.1.1. Lý thuyết chuẩn về mậu dịch quốc tế .................................................... 5

2.1.2. Điều kiện Marsahll – Lerner .................................................................. 7

2.1.3. Hiệu ứng đường cong chữ J ................................................................... 8

2.2. Mối quan hệ giữa độ biến động tỷ giá và thương mại .................................. 9

2.3. Tổng quan nghiên cứu trước đây ................................................................ 12

CHƢƠNG 3.PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ................................................. 30

3.1. Dữ liệu nghiên cứu ..................................................................................... 30

3.2. Mô hình nghiên cứu .................................................................................... 30

3.3. Phương pháp ước lượng ............................................................................. 35

CHƢƠNG 4.KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ............................................................ 40

4.1. Mô tả thống kê và ma trận tương quan ....................................................... 40

4.1.1. Thống kê mô tả .................................................................................... 40

4.1.2. Ma trận tương quan .............................................................................. 40

4.2. Kiểm định nghiệm đơn vị và tính đồng liên kết ......................................... 41

4.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị .................................................................... 41

4.2.2. Kiểm định tính đồng liên kết ............................................................... 42

4.3. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu ....... 43

4.3.1. Biến động tỷ giá danh nghĩa ................................................................ 43

4.3.2. Biến động tỷ giá thực ........................................................................... 48

4.4. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá thực và nhập khẩu51

4.5. Tóm tắt kết quả nghiên cứu ........................................................................ 54

CHƢƠNG 5.KẾT LUẬN ..................................................................................... 56

5.1. Kết luận ....................................................................................................... 56

5.2. Khuyến nghị ............................................................................................... 56

5.3. Hạn chế đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo ........................................... 57

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 2.1. Tổng hợp các nghiên cứu trước đây ........................................................ 22

Bảng 3.1. Kiểm định tính ARCH đối với tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực ... 32

Bảng 3.2. Kiểm định tính ARCH đối với tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực .............. 33

Bảng 3.3. Mô tả các biến .......................................................................................... 34

Bảng 4.1. Thống kê mô tả các biến .......................................................................... 40

Bảng 4.2. Ma trận tương quan .................................................................................. 41

Bảng 4.3. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ........................................................... 42

Bảng 4.4. Kết quả kiểm định tính đồng liên kết ...................................................... 43

Bảng 4.5. Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá danh

nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu ................................................................................. 44

Bảng 4.6. Kết quả ước lượng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá danh

nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu ................................................................................. 46

Bảng 4.7. Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá thực có

hiệu lực và xuất khẩu ............................................................................................... 48

Bảng 4.8. Kết quả ước lượng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá thực

có hiệu lực và xuất khẩu ........................................................................................... 49

Bảng 4.9. Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá thực có

hiệu lực và nhập khẩu............................................................................................... 52

Bảng 4.10. Kết quả ước lượng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá thực

có hiệu lực và nhập khẩu .......................................................................................... 53

DANH MỤC CÁC HÌNH

Hình 2.1. Minh hoạt ảnh hưởng của tỷ giá đến xuất khẩu nội địa ............................. 6

Hình 2.2. Hiệu ứng đương cong chữ J ....................................................................... 8

Hình 4.1. Kiểm định CUSUM của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ giá

hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu .......................................................... 47

Hình 4.2. Kiểm định CUSUMSQ của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ

giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu .................................................... 47

Hình 4.3. Kiểm định CUSUM của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ giá

hối đoái thực có hiệu lực và xuất khẩu..................................................................... 50

Hình 4.4. Kiểm định CUSUMSQ của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ

giá hối đoái thực có hiệu lực và xuất khẩu ............................................................... 51

Hình 4.5. Kiểm định CUSUM của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ giá

hối đoái thực có hiệu lực và nhập khẩu .................................................................... 53

Hình 4.6. Kiểm định CUSUMSQ của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ

giá hối đoái thực có hiệu lực và nhập khẩu .............................................................. 54

CHƢƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI

1.1. Lý do chọn đề tài

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.

Từ sau khi gia nhập WTO đến nay, nền kinh tế Việt Nam ngày càng phát triển,

quan hệ hợp tác, trao đổi thương mại của Việt Nam và các quốc gia trên thế giới

ngày càng được đẩy mạnh điều này đã góp phần thúc đẩy xuất nhập khẩu diễn ra

mạnh mẽ. Để giữ vững vị thế của mình trên thị trường kinh tế thế giới, thì thương

mại quốc tế đóng vai trò khá quan trọng. Một trong những yếu tố đóng vai trò quan

trong trong thương mại Quốc tế là 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. Khi các biện pháp chính sách phù hợp giúp cải

thiện được cán cân thương mại với các nước.

1.2. Mục tiêu nghiên cứu

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

với mô hình ARCH thông qua dữ liệu tỷ giá hàng Quý.

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 phụ thuộc là xuất khẩu, nhập

khẩu.

1.3. Câu hỏi nghiên cứu

Biến động tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đến xuất khẩu và nhập khẩu của Việt

Nam trong dài hạn hay không? Nếu có thì đó là tác động nào?

Biến động tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đến xuất khẩu và nhập khẩu của Việt

Nam trong ngắn hạn hay không? Nếu có thì đó là tác động nào?

Ngoài ra, các yếu tố khác như thu nhập nội địa, chỉ số giá xuất khẩu có tác động

đến xuất khẩu Việt Nam trong dài hạn hay không? Nếu có thì nó ảnh hưởng như thế

nào?

1.4. Phƣơng pháp nghiên cứu

Với mục tiêu nghiên cứu xem xét tác động của độ biến động của tỷ giá hối đoái

đến xuất nhập khẩu của Việt Nam trong giai đoạn từ 2002 – 2016, luận văn sử dụng

phương pháp tiếp cận tương tự với phương pháp mà Arize và các cộng sự (2000),

O’Neill (2014) và Asteriou và các cộng sự (2016) đã áp dụng trong nghiên cứu của

các tác giả. Cụ thể phương trình hồi quy được thể hiện như sau:

(1)

(2)

(3)

(4)

Trong đó, và lần lượt là logarithm tự nhiên của giá trị xuất khẩu

và nhập khẩu của Việt Nam. là logarithm tự nhiên của tổng sản lượng quốc

nội của Việt Nam. và là logarithm tự nhiên của chỉ số giá xuất

khẩu và nhập khẩu của Việt Nam. và là độ biến động của tỷ giá

hối đoái thực có hiệu lực và tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực. Và là sai số

của mô hình nghiên cứu.

Đồng thời, luận văn sử dụng dữ liệu được thu thập từ Tổng Cục Thống kê Việt

Nam (GSO), DataStream, Quỹ Tiền Tệ Quốc tế (IMF) trong giai đoạn từ năm 2001

– 2016. Do chỉ số giá nhập khẩu và chỉ số giá xuất khẩu chỉ có sẵn dữ liệu trên

DataStream từ Quý 2 năm 2001, cho nên để thống nhất giai đoạn nghiên cứu, luận

văn áp dụng một mẫu nghiên cứu từ Quý I năm 2002 đến Quý IV năm 2016.

1.5. Nội dung đề tài

Luận văn bao gồm 5 chương:

Chƣơng 1: Giới thiệu đề tài. Trong chương này luận văn đưa ra lý do chọn đề

tài, mục tiêu nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu, các đóng

góp của luận văn và hướng phát triển đề tài.

Chƣơng 2: Tồng quan lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu trƣớc đây.

Trong chương này luận văn giới thiệu lý thuyết về sự dịch chuyển của dòng vốn

quốc tế. Sau đó, luận văn tiến hành tổng quan các nghiên cứu trước đây và từ đó

đưa ra lỗ hổng nghiên cứu (research gap) của các nghiên cứu trước đây.

Chƣơng 3: Phƣơng pháp nghiên cứu. Luận văn tiến hành giới thiệu dữ liệu

nghiên cứu, đưa ra cách đo lường các biến trong luận văn, hơn thế nữa, luận văn sơ

lược qua mô hình nghiên cứu mà luận văn sử dụng trong bài nghiên cứu và cuối

cùng luận văn trình bày phương pháp ước lượng.

Chƣơng 4: Kết quả nghiên cứu. Luận văn tiến hành thảo luận các kết quả ước

lượng từ các phương trình nghiên cứu dựa vào mô hình ARDL được đề cập trong

Chương 3.

Chƣơng 5: Kết luận. Trong chương này luận văn đi đến các kết luận của bài

nghiên cứu từ đó hướng đến việc khuyến nghị các hàm ý chính sách cho Việt Nam,

đồng thời luận văn cũng nêu lên những hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp

theo từ các hạn chế này.

1.6. Đóng góp đề tài

Đề tài đóng góp vào kho dữ liệu nghiên cứu về tác động của biến động tỷ giá

đến dòng chảy thương mại quốc tế về mặt lý thuyết. Về mặt thực tiễn, việc nhận

biết tác động của biến động tỷ giá giúp các nhà hoạch định đưa ra được các chính

sách cải thiện cán cân thương mại đẩy mạnh phát triển kinh tế.

CHƢƠNG 2. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG

THỰC NGHIỆM

2.1. Tổng quan lý thuyết

2.1.1. Lý thuyết chuẩn về mậu dịch quốc tế

Thương mại quốc tế bao gồm cả nhập khẩu hàng hóa và dịch vụ sản xuất ra ở

nước ngoài và được tiêu thụ nội địa và xuất khẩu hàng hóa và dịch vụ được sản xuất

nội địa và tiêu dùng ở nước ngoài. Khối lượng xuất khẩu chủ yếu chịu ảnh hưởng

bởi sản lượng nước ngoài và giá xuất khẩu. Nếu tỷ giá hối đoái được định giá cao,

hàng hóa trong nước sẽ trở nên mắt hơn so với hàng hóa nước ngoài và khối lượng

xuất khẩu sẽ giảm (Samuelson và Nordhaus, 2001).

Một sự suy giảm trong đồng nội tệ sẽ kích thích sản xuất các sản phẩm thay thế

nhập khẩu và sản phẩm xuất khẩu và do đó sẽ làm gia tăng chỉ số giá trong nước.

Một sự định giá thấp đồng nội tệ sẽ gây ra lạm phát khi cả giá xuất khẩu và giá sản

phẩm thay thế nhập khẩu đều là thành phần quan trọng của chỉ số giá trong nước.

Một sự định giá thấp càng lớn thì sẽ càng gây ra lạm phát càng cao trong nền kinh

tế. Sự gia tăng trong chỉ số nội địa đối với hàng thay thế nhập khẩu và xuất khẩu sẽ

dẫn đến sự dịch chuyển trong nguồn lực sản xuất. Điều này sẽ làm cho các doanh

nghiệp sản xuất chuyển sang sản xuất các mặt hàng xuất khẩu và hàng thay thế nhập

khẩu, đồng thời hạn chế sản xuất các hàng hóa không giao dịch được hoặc các hàng

hóa nội địa thuần túy. Khi đó lợi thế về giá mà quốc gia có thể nhận được từ chính

sách phá giá đồng nội tệ sẽ bị giảm xuống (Samuelson và Nordhaus, 2001). Tính co

giãn của đường cung và đường cầu của một quốc gia có thể là một dấu hiệu cho

thấy được sự dịch chuyển nguồn lực sản xuất của quốc gia từ các mặt hàng không

thể giao dịch và các hàng hóa nội địa thuần túy sang các hàng xuất khẩu và các

hàng thay thế nhập khẩu. Nó cũng cho thấy được lạm phát của nền kinh tế sẽ thay

đổi như thế này (Salvatore, 2004).

Hình 2.1. Minh hoạt ảnh hƣởng của tỷ giá đến xuất khẩu nội địa

Nguồn: Salvatore (2004)

Hình 2.1 giải thích sự gia tăng trong xuất khẩu khi đồng nội tệ mất giá. Hình

này cho thấy diễn biến của thị trường xuất khẩu trong nước. Đại diện cho nhu cầu

của nước ngoài đối với các hàng hóa xuất khẩu và Sd là nguồn cung nội địa đối với

các hàng hóa xuất khẩu. Cả hai đường cung và cầu đều được thể hiện dưới dạng

đồng nội tệ. Mức cân bằng (1) là điểm giao giữa đường cung Sd và đường cầu Df.

Khi đồng nội tệ mất giá, đường cầu Df sẽ dịch chuyển lên trên thành đường Df’ vì

khi đó hàng hóa xuất khẩu sẽ trở nên rẻ hơn so với thị trường nước ngoài. Đồng

ngoại tệ sẽ có giá trị nhiều hơn so với đồng nội tệ, tức là nhu cầu ngoại tệ gia tăng.

Nền kinh tế sẽ đạt được mức cân bằng mới (2) với mức cân bằng mới này là giao

điểm của đường cung Sd và đường cầu mới Df’, trong đó cả giá nội địa (P) v à sản

lượng (Q) đều gia tăng (Salvatore, 2004).

2.1.2. Điều kiện Marsahll – Lerner

Điều kiện Marshall – Lerner xem xét liệu thị trường ngoại hối ổn định hay

không ổn định. Kết luận rút ra được từ điều kiện Marshall – Lerner là phụ thuộc vào

hình dạng của đường cầu xuất khẩu và đường cầu nhập khẩu của quốc gia. Điều

kiện này chỉ ra rằng thị trường ngoại hối ổn định nếu tổng hệ số co giãn của cầu

xuất khẩu và cầu nhập khẩu lớn hơn 1, xét ở khía cạnh trị tuyệt đối. Quốc gia sẽ có

lợi hơn nếu cả hai hệ số co giãn của hai đường cầu đều lớn hơn nhiều so với giá trị 1

bởi vì tài khoản vãng lai sẽ được cải thiện nhiều trong trường hợp phá giá đồng nội

tệ. Nếu hệ số co giãn của cầu xuất khẩu và cầu nhập khẩu nhỏ hơn 1 xét về khía

cạnh trị tuyệt đối, thị trường ngoại hối sẽ không ổn định. Tài khoản vãng lai sẽ

không bị ảnh hưởng bởi bất kỳ sự thay đổi nào trong tỷ giá hối đoái (Salvatore,

2004). Nếu điều kiện Marshall – Lerner đúng, chính sách phá giá đồng nội tệ sẽ có

thể cải thiện tài khoản vãng lai (Gartner, 1993).

Lý do đằng sau việc sử dụng điều kiện Marshall – Lerner là để kiểm tra xem

liệu thị trường ngoại hối ổn định hay không ổn định. Hình dạng chính xác của

đường cung và đường cầu của thị trường ngoại hối rất khó để xác định và do đó sẽ

rất khó để xác định được liệu rằng thị trường ngoại hối ổn định hay không ổn định.

Nếu đường cung có thể được xác định thì sẽ đơn giản để có thể hiệu chỉnh thâm hụt

trong tài khoản vãng lai bằng cách phá giá đồng nội tệ (Salvatore, 2004).

Các nhà hoạch định chính sách ngày nay đang xem xét đến phản ứng của dòng

thương mại quốc tế với những sự thay đổi trong giá cả tương đối khi xây dựng

chính sách tỷ giá hối đoái hoặc chính sách thương mại của quốc gia. Bên cạnh đó,

độ co giãn của đường cầu của xuất khẩu và đường cầu của nhập khẩu có tác động

lớn hơn và được sử dụng thường xuyên bởi các nhà hoạch định chính sách để đưa

ra một quyết định (Bahmani – Oskooee và Nirooomand, 1998).

Tổng độ co giãn của đường cầu của xuất khẩu và đường cầu của nhập khẩu phải

lớn hơn nhiều so với giá trị 1 để đường cầu và đường cung của tỷ giá hối đoái đủ co

giãn và khi đó chính sách phá giá đồng nội tệ có thể cải thiện được sự thâm hụt

trong cán cân thanh toán của quốc gia. Đây là lý do tại sao việc tính toán giá trị thực

của độ co giãn của đường cầu nhập khẩu và đường cầu xuất khẩu là rất quan trọng

(Salvatore, 2004).

2.1.3. Hiệu ứng đƣờng cong chữ J

Điều kiện Marshall – Lerner được giải định xảy ra trong dài hạn. Tuy nhiên, tài

khoản vãng lai có thể sẽ giảm ngay sau khi phá giá đồng nội tệ trước khi ảnh hưởng

từ điều kiện Marshall – Lerner tác động đến tài khoản vãng lai và cải thiện nó. Sự

thay đổi của tài khoản vãng lai này được gọi là hiệu ứng đường cong chữ J (J –

curve effect) vì diễn biến của tài khoản vãng lai có nét giống với chữ J (Gartner,

1993), được minh họa trong hình 2.2.

Dựa vào hình 2.2 có thể thấy rằng trong trung hạn, sau khi phá giá đồng nội tệ,

tài khoản vãng lai được kỳ vọng là có sự cải thiện, bởi vì khi đó các nhà xuất khẩu

và nhà nhập khẩu dường như đã thích ứng với giá cả mới này. Sự phá giá đồng nội

tệ có thể ảnh hưởng đến tài khoản vãng lai thông qua ba kênh khác nhau:

Hình 2.2. Hiệu ứng đƣơng cong chữ J

Nguồn: Gartner (1993)

Phản ứng ngay lập tức: giá cả và khối lượng sẽ được cố định thông qua các hợp

đồng đã được ký kết trước khi phá giá nội tệ, do đó nhà xuất khẩu và nhà nhập khẩu

sẽ không thể thay đổi hành vi của họ trong trường hợp này. Cho nên tài khoản vãng

lai sẽ trở nên ngày càng suy giảm, vì phải trả nhiều đồng nội tệ hơn để có hàng nhập

khẩu với giá cả và khối lượng đã được cố định. Tuy nhiên, điều này sẽ không xảy ra

nếu các hợp đồng được ký kết theo đồng nội tệ nhưng điều này hiếm khi xảy ra

trong thực tế.

Phản ứng trong trung hạn: một hợp đồng mới được thiết lập sẽ phản ánh giá cả

tương đối mới của hàng hóa nội địa. Sự thay đổi trong giá sẽ làm thay đổi nhu cầu

của người tiêu dừng từ các sản phẩm nước ngoài sang sản phẩm trong nước. Khi đó

tài khoản vãng lai có dấu hiệu bắt đầu được cải thiện sau khi các nhu cầu của người

tiêu dùng có sự thay đổi. Điều này có thể xảy ra ngay sau khi phá giá đồng nội tệ

nhưng hiệu ứng gia tăng này phải mất nhiều năm sau đó.

Phản ứng trong dài hạn: Cách duy nhất để giá cả không bị ảnh hưởng bởi sự gia

tăng trong nhu cầu là nếu quốc gia đang phải đối mặt với tình trạng thất nghiệp cao.

Nếu độ co giãn của đường cung hàng hóa nội địa là hữu hạn, giá cả càng cao là kết

quả từ lượng xuất khẩu càng nhiều, do đó tài khoản vãng lai tiếp tục được cải thiện.

Lợi thế so sánh có được từ sự phá giá đồng nội tệ sẽ trở nên nhỏ hơn do giá cả gia

tăng (Gartner, 1993).

2.2. Mối quan hệ giữa độ biến động tỷ giá và thƣơng mại

Các nghiên cứu trước đây cho rằng các nhà xuất khẩu, hoặc các nhà nhập khẩu

có hành vy e ngại rủi ro khi họ tiếp xúc, đối mặt với rủi ro (hoặc sự không chắn

chắn). Do đó, rủi ro càng lớn có thể làm cho các công ty e ngại rủi ro gia tăng chi

phí bằng với giá thành sản phẩm của họ như là một phần bù rủi ro hoặc sẽ giảm số

lượng cung cấp cho đối tác. Tóm lại, quyết định của một công ty tham gia vào giao

dịch quốc tế phụ thuộc vào triển vọng lâu dài của công ty đối với lợi nhuận lũy kế

từ lúc phát sinh giao dịch. Tuy nhiên, công ty không có khả năng có thể dự báo tất

cả các chuyển động của tỷ giá hối đoái cũng như là loại bỏ hoàn toàn các biến động

không mong đợi trong lợi nhuận của họ do sự biến động tỷ giá hối đoái. Bởi vì sự

biến động trong tỷ giá hối đoái sẽ làm thay đổi lợi nhuận của các doanh nghiệp e

ngại rủi ro, và do đó một sự gia tăng trong sự thay đổi của lợi nhuận sẽ có thể làm

giảm thương mại giao dịch quốc tế nếu các đối tác là những người e ngại rủi ro.

Clark (1973), Baron (1976) và Ethier (1973) tập trung vào lý thuyết của nhà sản

xuất về việc tối đa hóa lợi nhuận trong môi trường rủi ro do biến động của tỷ giá hối

đoái là rủi ro duy nhất của công ty. Mặc dù sử dụng các phương pháp tiếp cận khác

nhau, nhưng các tác giả đều lập luận rằng, với một công ty e ngại rủi ro, độ biến

động trong tỷ giá hối đoái càng lớn sẽ dẫn đến sự sụt giảm trong lợi nhuận dự kiến

của công ty thậm chí công ty có sử dụng hợp đồng kỳ hạn để giảm thiểu rủi ro đối

với sự biến động của tỷ giá hối đoái. Kết quả là, đường xuất khẩu và đường cầu

nhất khẩu sẽ lần lượt dịch chuyển lên và xuống, và điều này cho thấy sự sụt giảm

trong khối lượng giao dịch quốc tế.

Tuy nhiên vẫn còn một số nghiên cứu lý thuyết khác cho rằng sự không chắn

chắn có liên quan đến sự chuyển động của tỷ giá hối đoái có tác động không rõ ràng

đến dòng giao dịch quốc tế. De Grauwe (1988) cho thấy rằng cách mà các công ty

tối đa hóa lợi nhuận khi có sự biến động của tỷ giá hối đoái thì phụ thuộc vào mức

độ e ngại rủi ro của các công ty. Các tác giả lập luận rằng các công ty tối đa hóa lợi

nhuận bằng cách phân bổ sản lượng đầu ra tối ưu giữa thị trường trong nước và

nước ngoài, và do đó sẽ phải đối mặt với rủi ro tỷ giá hối đoái. Các tác giả cũng lưu

ý rằng hiệu ứng thu nhập và hiệu ứng thay thế xảy ra đồng thời khi rủi ro tỷ giá hối

đoái gia tăng, một mặt các tác giả lập luận rằng rủi ro tỷ giá hối đoái càng cao sẽ có

thể làm cho việc xuất khẩu trở nên kém hấp dẫn hơn và do đó các công ty sẽ hạn

chế xuất khẩu (hiệu ứng thay thế), mặt khác, rủi ro tỷ giá hối đoái càng cao thì cũng

sẽ làm cho các công ty xuất khẩu nhiều hơn để giảm khả năng sụt giảm lợi nhuận

xuất khẩu trong tương lai (Hiệu ứng thu nhập). Nếu hiệu ứng thu nhập lấn át hiệu

ứng thay thế, rủi ro tỷ giá hối đoái càng cao sẽ dẫn đến sự gia tăng các hoạt động

xuất khẩu. Do đó, tác động của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại của các

quốc gia không rõ ràng.

Viaene và De Vries (1992) tìm thấy rằng ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá

hối đoái đến xuất khẩu và nhập khẩu có thể khác biệt tùy theo tình hình hoạt động

của thị trường hối đoái kỳ hạn. Các tác giả cho rằng các quốc gia có thị trường hối

đoái kỳ hạn phát triển, ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến xuất nhập và

nhập khẩu sẽ trái ngược với nhau. Điều này do các nhà xuất khẩu và nhà nhập khẩu

có vị thế trái ngược nhau trên thị trường hối đoái kỳ hạn khi họ tham gia vào các

hợp đồng kỳ hạn nhằm giảm thiểu rủi ro mang đến từ độ biến động tỷ giá.

Như đã thảo luận, hầu hết các nghiên cứu đều thực hiện trong một khuôn khổ

cân bằng, khuôn khổ này giả định rằng chỉ có sự thay đổi tỷ giá hổi đoái và thương

mại quốc tế là thay đổi, còn tất cả các yếu tố còn lại tác động đến thương mại quốc

tế được xem như là không đổi. Do đó, điều quan trọng là phải tính đến vấn đề tương

tác của các yếu tố kinh tế vĩ mô chính yếu trong khuôn khổ cân bằng tổng quát để

hiểu rõ được các mối quan hệ phức tạp hơn giữa độ biến động tỷ giá và thương mại

quốc tế.

Bacchetta và Van Wincoop (2000) đã phát triển một mô hình cân bằng tổng

quát để thiết lập một nền tảng phân tích mối quan hệ không rõ ràng này giữa độ

biến động tỷ giá hối đoái và thương mại quốc tế. Các tác giả giả định rằng các cú

sốc tiền tệ ảnh hưởng đến độ biến động tỷ giá hối đoái và do đó cả các công ty và

hộ gia đình đều phải đối mặt với các rủi ro kinh tế vĩ mô. Các tác giả cho rằng

không có một kết luận nào rõ ràng về mối quan hệ giữa cơ chế tỷ giá hối đoái và

thương mại quốc tế.

Sercu và Uppal (2000) đã đưa ra lý thuyết phân tích mối quan hệ giữa độ biến

động tỷ giá hối đoái và thương mại quốc tế trong mô hình cân bằng tổng quát, trong

đó thị trường tài chính được giải định rằng hoàn thiện và hội nhập hoàn toàn và thị

trường hàng hóa được giả định có sự phân khúc giữa các quốc gia. Các tác giả đưa

ra hai kết luận thực nghiệm: Đầu tiên, khi sự biến động của tỷ giá hối đoái gia tăng

sẽ làm gia tăng rủi ro của các sản lượng đầu ra, độ biến động tỷ giá hối đoái càng

lớn có thể dẫn đến sự gia tăng trong lượng thương mại kỳ vọng. Thứ hai, khi mức

độ phân khúc của thị trường hàng hóa gia tăng, sự gia tăng trong biến động tỷ giá

hối đoái có thể dẫn đến sự sụt giảm trong lượng thương mại kỳ vọng. Do đó các tác

giả lập luận rằng bởi vì thương mại quốc tế và độ biến động tỷ giá hối đoái có sự

nội sinh với nhau cho nên mối quan hệ giữa thương mại quốc tế (xuất khẩu và nhập

khẩu) và độ biến động tỷ giá hối đoái có thể là cùng chiều hoặc ngược chiều, điều

này phụ thuộc vào nguyên nhân dẫn đến sự thay đổi trong độ biến động của tỷ giá

hối đoái.

2.3. Tổng quan nghiên cứu trƣớc đây

Hooper và Kholhagen (1978) đã nghiên cứu tác động của độ biến động tỷ giá

hối đoái đến thương mại của Đức và Mỹ xuất khẩu đến các đối tác thương mại của

họ bao gồm Pháp, Nhật Bản, Anh và Canada trong suốt giai đoạn Quý I năm 1965

đến Quý 4 năm 1975. Các tác giả đã sử dụng ba cách đo lường độ biến động tỷ giá

hối đoái. Cách đo lường thứ nhất và thứ hai là trung bình trượt độ lệch chuẩn của tỷ

giá giao ngay và tỷ giá kỳ hạn trong vòng 13 tuần. Và cách đo lường thứ ba là giá

trị trung bình của trị tuyệt đối sự chênh lệch giữa tỷ giá giao ngay hiện tại và tỷ giá

giao ngay kỳ trước trong vòng 13 tuần. Theo các tác giả, cách đo lường thứ hai là

cách đo lường tốt nhất đối với rủi ro của tỷ giá. Đồng thời, ngiên cứu của các tác giả

cũng cho rằng rủi ro tiền tệ có thể tác động đáng đến giá của hàng hóa có thể giao

dịch. Tuy nhiên, độ biến động tỷ giá hối đoái lại không có ý nghĩa đáng kể trong

việc quyết định khối lượng thương mại.

Cushman (1983) đã mở rộng mô hình nghiên cứu của Hooper và Kohlagen

(1978) bằng cách mở rộng thời gian nghiên cứu. Qua đó tác giả tìm thấy một tác

động ngược chiều của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại quốc tế. Sự khác

biệt của nghiên cứu này và các nghiên cứu trước đó là việc sử dụng tỷ giá hối đoái

thực thay vì sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa cũng như đo lường biến động tỷ giá

dựa trên tỷ giá hối đoái thực.

Akhtar và Hilton (1984) phân tích ảnh hưởng của độ biến động của tỷ giá hối

đoái đến thương mại quốc tế của Mỹ và Đức từ quý I năm 1974 đến quý 4 năm

1984. Trong đó, các tác giả tính toán độ biến động của tỷ giá hối đoái bằng cách sử

dụng độ lệch chuẩn theo ngày của tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực. Đồng thời,

bằng việc hồi quy mô hình nghiên cứu bởi phương pháp ước lượng OLS, nghiên

cứu tìm thấy rằng trong suốt giai đoạn nghiên cứu từ 1974 – 1981, độ biến động tỷ

giá hối đoái làm giảm khối lượng thương mại của Mỹ và Đức đối với các đối tác

thương mại.

Gotur (1985) đã mở rộng nghiên cứu của Akhtar và Hilton (1984) bằng cách

phân tích ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại quốc tế của

Mỹ và Đức đối với 18 đối tác thương mại trong giai đoạn 1973 – 1984. Tương tự

như cách tính toán độ biến động tỷ giá hối đoái của Akhtar và Hilton (1984), Gotur

(1985) cũng sử dụng độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái danh nghĩa theo ngày trong

mỗi quý. Thông qua việc áp dụng phương pháp OLS để hồi quy, tác giả tìm thấy

rằng trái ngược với kết quả của Akhtar và Hilton (1984), ảnh hưởng ngược chiều

của độ biến động tỷ giá hối đoái đến nhập khẩu không được tìm thấy. Tuy nhiên,

ảnh hưởng ngược chiều của độ biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của Đức và

ảnh hưởng cùng chiều của độ biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của Mỹ lại

được tìm thấy.

Bailey và các cộng sự (1986) phân tích mối quan hệ giữa độ biến động tỷ giá

hối đoái và thương mại quốc tế của bảy quốc gia đã phát triển bao gồm Canada,

Pháp, Đức, Ý, Nhật Bản, Anh và Mỹ trong suốt giai đoạn Quý I năm 1973 đến Quý

III năm 1984. Các tác giả giải thích sự lựa chọn giai đoạn nghiên cứu không phải là

ngẫu nhiên mà có lý do. Theo đó, các tác giả cho rằng có hai lý do chính, (i) đầu

tiên, năm 1973 là năm hệ thống Bretton – Woods sụp đổ và (ii) thứ hai, một số quốc

gia trong mẫu nghiên cứu đã cho phép tỷ giá hối đoái của họ thả nổi trước khi hệ

thống tỷ giá hối đoái cố định bị sụp đổ, do đó sẽ không có số liệu nào trong suốt

giai đoạn nghiên cứu bị thiếu soát. Độ biến động tỷ giá hối đoái được tác giả đo

lường như là giá trị tuyệt đối của phần trăm sự thay đổi của tỷ giá hối đoái danh

nghĩa có hiệu lực. Bằng cách thực hiện hồi quy mô hình nghiên cứu bởi phương

pháp ước lượng OLS, kết quả của các tác giả có phần trái ngược với các phát hiện

của Akhtar và Hilton (1984). Nghiên cứu này không tìm thấy bất kỳ bằng chứng

thực nghiệm nào cho thấy có ảnh hưởng ngược chiều của độ biến động tỷ giá hối

đoái đến thương mại của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Các tác giải giải thích

ảnh hưởng ngược chiều mà nghiên cứu của Akhtar và Hilton (1984) đã tìm thấy là

do sự thay đổi trong chế độ tỷ giá hối đoái chứ không phải do sự biến động của tỷ

giá hối đoái.

Pozo (1992) đã nghiên cứu ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến xuất

khẩu của Anh đến Mỹ trong giai đoạn từ năm 1900 đến năm 1940. Khi đại diện độ

biến động tỷ giá hối đoái được đo lường bằng cách rolling độ lệch chuẩn và phần

sai số thu được từ mô hình GARCH. Cách đo lường đầu tiên được tính toán bởi

cách sử dụng phần trăm thay đổi theo tháng của tỷ giá hối đoái thực trong suốt giai

đoạn 01 năm. Cách đo lường thứ hai được đo lường bởi việc ước lượng mô hình

GARCH (1, 1). Qua cả hai cách đo lường độ biến động tỷ giá hối đoái đều cho thấy

rằng độ biến động tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng ngược chiều đến xuất khẩu của Anh

đến Mỹ.

Chowdhury (1993) nghiên cứu ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến

thương mại trong giai đoạn nghiên cứu từ Quý I năm 1973 đến Quý IV năm 1990.

Qua đó, tác giả đã sử dụng phương pháp trung bình trượt độ lệch chuẩn của tỷ giá

hối đoái thực để đo lường độ biến động tỷ giá hối đoái. Kết quả của tác giả cho thấy

rằng độ biến động tỷ giá hối đoái có mối quan hệ ngược chiều với thương mại thông

qua việc sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số.

Qian và Varangis (1994) đã giải thích tác động của độ biến động của tỷ giá hối

đoái đến tổng xuất khẩu của Thụy Điển trong giai đoạn 1974 – 1990. Trong đó các

tác giả sử dụng mô hình ARCH để đo lường độ biến động của tỷ giá hối đoái. Qua

đó, nghiên cứu tìm thấy rằng độ biến động tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng cùng chiều

đến xuất khẩu của Thụy Điển, trong khi biến số này lại có tác động ngược chiều đến

các nền kinh tế khác (chẳng hạn như Canada và Mỹ). Các tác giả lập luận rằng điều

này có thể được giải thích bởi xuất khẩu của Thụy Điển chủ yếu được định giá bằng

đồng nội tệ trong suốt thời gian nghiên cứu. Điều này sẽ dịch chuyển rủi ro tỷ giá

hối đoái đến các nhà nhập khẩu hàng hóa của Thụy Điển, và sau đó mới chuyển đến

cho người tiêu dùng. Trong giai đoạn nghiên cứu, đồng nội tệ của Thụy Điển bị phá

giá ba lần, và điều này làm cho xuất khẩu gia tăng. Các tác giả cũng chú ý rằng độ

biến động tỷ giá hối đoái có thể trở thành một vấn đề quan trọng đối với các quốc

gia đang phát triển đang xuất khẩu các hàng hóa chính yếu khi các hàng hóa này

thường được định giá bởi đồng Đôla. Arize (1998) đã phân tích tổng nhập khẩu của

các quốc gia khu vực EU và tìm thấy rằng nhập khẩu của Thụy Điển bị ảnh hưởng

cùng chiều bởi độ biến động tỷ giá hối đoái trong giai đoạn 1973 – 1995.

Mckenzie và Brooks (1997) phân tích ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối

đoái đến thương mại song phương giữa Đức và Mỹ trong giai đoạn 4/1973 đến

9/1992. Đồng thời, các tác giả sử dụng mô hình ARCH để đo lường độ biến động tỷ

giá hối đoái. Các tác giả cho rằng nghiên cứu của các tác giả khác với các nghiên

cứu trước đây khi cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho thấy tác động cùng chiều

của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại song phương giữa hai quốc gia.

Mckenzie (1998) phân tích tác động của độ biến động tỷ giá hối đoái đến

thương mại quốc tế của Úc với các đối tác thương mại, trong đó tác giả đo lường độ

biến động tỷ giá hối đoái bằng mô hình ARCH. Theo tác giả, nghiên cứu này khác

với các nghiên cứu trước đây ở điểm nghiên cứu này phân tích cả tổng xuất khẩu và

tổng nhập khẩu lẫn xuất khẩu và nhập khẩu của từng ngành nghề kinh doanh. Tác

giả cho rằng việc thực hiện kiểm định cho phép tác giả phát hiện xem hướng và

mức độ tác động của biến động tỷ giá hối đoái có phụ thuộc vào thị trường mà hàng

hóa đó được giao dịch hay không. Kết quả mà tác giả thu được cho thấy rằng tác

động của độ biến động tỷ giá hối đoái có sự khác nhau giữa các ngành nghề kinh

doanh, tuy nhiên, vẫn khó xác định rõ được mối quan hệ giữa các biến số.

Dell‘ Ariccia (1999) đã sử dụng ba đại diện cho độ biến động tỷ giá hối đoái

trong một mẫu nghiên cứu dữ liệu dạng bảng bao gồm 16 quốc gia Châu Âu trong

suốt 20 năm kể từ năm 1975. Tác giả cho rằng sự lựa chọn dữ liệu dạng bảng và

phương pháp hồi quy biến công cụ là không phải ngẫu nhiên. Tác giả cho rằng nếu

phương pháp ước lượng OLS được sử dụng để hồi quy mô hình nghiên cứu tác

động của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại quốc tế, thì rất khó nhận biết

được kết quả hồi quy này là do sự e ngại rủi ro của các công ty hay là do sự can

thiệp của Ngân hàng Trung Ương. Tất cả các đo lường độ biến động trong bài

nghiên cứu của tác giả đều sử dụng cả tỷ giá hối đoái thực và danh nghĩa theo

tháng. Qua đó, tác giả tìm thấy các kết quả cho thấy rằng ảnh hưởng của độ biến

động tỷ giá hối đoái đến thương mại của các quốc gia là ngược chiều.

Broll và Eckwert (1999) cho thấy khả năng lý thuyết về mối quan hệ tích cực

giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu. Lý do cho khả năng này là do sự biến động của

tỷ giá tăng lên dẫn đến tăng xuất khẩu sang thị trường thế giới. Như vậy, sự biến

động cao hơn có thể làm tăng lợi ích tương lai từ thương mại quốc tế; Điều này chỉ

áp dụng đối với các doanh nghiệp có khả năng phản ứng lại sự thay đổi tỷ giá hối

đoái và phân bổ lại các sản phẩm của mình cho phù hợp

Aristotelous (2001) nghiên cứu ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái và

chế độ tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của Anh sang Mỹ bằng cách sử dụng dữ liệu

dạng bảng trong giai đoạn 1889 đến 1999. Tác giả đã sử dụng phương pháp trung

bình trượt của độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực để làm đại diện

cho độ biến động của tỷ giá hối đoái. Đồng thời tác giả cũng đưa thêm hai biến giả

thể hiện cho chế độ tỷ giá hối đoái vào mô hình nghiên cứu. Qua đó, tác giả tìm

thấy rằng độ biến động tỷ giá hối đoái không có tác động đáng kể đến xuất khẩu của

Anh sang Mỹ.

Sauer và Bohara (2001) đã lựa chọn một mẫu nghiên cứu dữ liệu dạng bảng bao

gồm 91 quốc gia trong suốt giai đoạn 1973 – 1993 để phân tích mối quan hệ giữa độ

biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của các quốc gia. Các tác giả đo lường độ

biến động tỷ giá hối đoái thông qua ba cách khác nhau bao gồm (1) mô hình ARCH

(1), (2) trung bình trượt sai số từ mô hình AR (1) và (3) mô hình bậc hai của tỷ giá

hối đoái. Nghiên cứu tìm thấy rằng các quốc gia đang phát triển có độ biến động tỷ

giá hối đoái thực cao hơn so với các quốc gia đã phát triển, và trong số các quốc gia

đã phát triển ít nhất, Mỹ Latin và Châu Phi được tìm thấy có độ biến động cao nhất

và các quốc gia ở Châu Á là có biến động thấp nhất. Bên cạnh đó, các tác giả sử

dụng mô hình ảnh hưởng cố định và mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên, và tìm thấy

rằng độ biến động tỷ giá hối đoái có mối quan hệ với xuất khẩu không đồng nhất

giữa các vùng miền quốc gia. Đối với các quốc gia ở Châu Á, không tìm thấy mối

quan hệ đáng kể giữa độ biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu. Tuy nhiên, với các

quốc gia ở Mỹ LaTin và Châu Phi thì tồn tại ảnh hưởng ngược chiều của độ biến

động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của các quốc gia.

Cho và các cộng sự (2002) đã sử dụng hai đo lường độ biến động trong mẫu

nghiên cứu của các tác giả bao gồm 10 quốc gia đã phát triển trong giai đoạn 1974 –

1995. 10 quốc gia trong mẫu nghiên cứu này bao gồm Bỉ, Canada, Pháp, Đức, Ý,

Nhật Bản, Hà Lan, Thụy Sỹ, Anhv à Mỹ. Độ biến động tỷ giá hối đoái được tính

toán bởi trung bình trượt độ lệch chuẩn của sai phân bậc nhất của tỷ giá hối đoái

thực trong vòng 10 năm. Qua đó các tác giả tìm thấy rằng, độ biến động tỷ giá hối

đoái có ảnh hưởng ngược chiều đến thương mại quốc tế của các quốc gia trong mẫu

nghiên cứu.

Kandilov (2008) đã thực hiện việc mở rộng nghiên cứu của Cho và các cộng sự

(2002) để giải thích ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại

giữa 10 quốc gia đã phát triển trong giai đoạn 1975 đến 1997. Tác giả xây dựng mô

hình lực hấp dẫn đối với dữ liệu dạng bảng, trong đó bao gồm các biến số khoảng

cách giữa hai quốc gia, GDP và dân số. Qua đó tác giả tìm thấy rằng độ biến động

tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng ngược chiều tương đối lớn đến thương mại giữa nhóm

quốc gia G10. Đồng thời kết quả nghiên cứu của tác giả cũng có nhiều điểm thú vị.

Đầu tiên, độ biến động tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đến thương mại giữa các quốc

gia trong mẫu nghiên cứu là ngược chiều nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Thứ

hai, bằng cách kiểm soát vấn đề trợ cấp xuất khẩu nông nghiệp có liên quan đến độ

biến động tỷ giá hối đoái, mức độ ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái giảm

xuống 50% so với tác động ban đầu. Thứ ba, độ biến động tỷ giá hối đoái của đôla,

nhưng không phải là đồng tiền giao dịch giữa nhà xuất khẩu và nhà nhập khẩu, thì

lại có ảnh hưởng ngược chiều đáng kể đến thương mại của các quốc gia đang phát

triển.

Yuen – Ling và các cộng sự (2008) đã giải thích mối quan hệ giữa tỷ giá hối

đoái thực và cán cân thương mại của Malaysia trong giai đoạn 1955 đến 2006.

Nghiên cứu của các tác giả đã sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định đồng

liên kết, kiểm định nhân quả Engle – Granger, mô hình vector hiệu chỉnh sai số và

phân tích hàm phản ứng đẩy. Các phát hiện chính trong nghiên cứu này là tìm thấy

tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái. Các biến số

quan trọng khác cũng được tìm thấy có ảnh hưởng đáng kể đến cán cân thương mại

của Malaysia chẳng hạn như thu nhập nội địa có mối quan hệ đồng biến trong dài

hạn với cán cân thương mại và thu nhập nước ngoài lại cho thấy mối quan hệ ngược

chiều với cán cân thương mại trong dài hạn. Thứ hai, tỷ giá hối đoái thực là một yếu

tố quan trọng khi xác định cán cân thương mại của Malaysia, và sự mất giá của

đồng nội tệ được tìm thấy sẽ cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn, do đó phù

hợp với lý thuyết của Marshall – Lerner. Thứ ba, kết quả của các tác giả cũng chỉ ra

rằng không tồn tại hiệu ứng đường cong chữ J ở Malaysia.

Sekantsi (2009) đã sử dụng mô hình ARCH và GARCH để giải thích ảnh

hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của Nam Phi đến Mỹ trong

giai đoạn 1990 đến 2000. Các phát hiện của tác giả là độ biến động của tỷ giá hối

đoái thực có ảnh hưởng ngược chiều và đáng kể đến xuất khẩu của quốc gia trong

cả ngắn hạn và dài hạn. Một nghiên cứu khác được thực hiện bởi Todani và

Munyama (2005) áp dụng kiểm định biên ARDL đối với dữ liệu theo quý trong giai

đoạn 1984 – 2004 để giải thích tác động của độ biến động tỷ giá hối đoái đến tổng

xuất khẩu của Nam Phi. Todani và Munyama (2005) đã sử dụng độ lệch chuẩn

trung bình trượt và mô hình GARCH (1,1) để đo lường độ biến động tỷ giá hối đoái.

Các kết quả của các tác giả cũng cho thấy rằng phụ thuộc vào cách đo lường biến

động của tỷ giá hối đoái mà không tồn tại mối quan hệ đáng kể giữa xuất khẩu của

Nam Phi và độ biến động tỷ giá hối đoái hoặc tồn tại mối quan hệ đáng kể giữa hai

biến số này và đây là mối quan hệ đồng biến.

Hall và cộng sự (2010) nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và

khối lượng thương mại của 10 nền kinh tế thị trường mới nổi và 11 nước đang phát

triển khác sử dụng số liệu hàng quý trong giai đoạn 1980-2006. Kết quả của họ khác

nhau giữa các thị trường mới nổi và các nước đang phát triển. Biến động về tỷ giá

ảnh hưởng tiêu cực đến xuất khẩu của các nước đang phát triển nhưng không ảnh

hưởng đến xuất khẩu của các nền kinh tế thị trường đang nổi. Họ cho rằng thị

trường vốn mở của các thị trường mới nổi có thể làm giảm tác động của tỷ giá hối

đoái đối với xuất khẩu so với những tác động ở các nước đang phát triển khác.

Gligoric (2010) nghiên cứu ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái và cán cân thương

mại để xem xét vấn đề hiệu ứng đường cong chữ J liệu có tồn tại ở Serbia. Nghiên

cứu của tác giả cho thấy rằng sự mất giá của đồng nội tệ ở Serbia sẽ có thể cải thiện

cán cân thương mại của quốc gia trong dài hạn, đồng thời điều này cũng sẽ tạo nên

hiệu ứng đường cong chữ J trong ngắn hạn. Đồng thời, cả phương pháp kiểm định

đồng liên kết Johansen và mô hình ARDL đều cho ra kết quả cho thấy rằng sự mất

giá của đồng nội tệ có thể cải thiện cán cân thương mại của Serbia. Bên cạnh đó, mô

hình hiệu chỉnh sai số cũng như hàm phản ứng đẩy đều chỉ ra rằng, khi đồng nội tệ

bị mất giá, đầu tiên cán cân thương mại sẽ sụt giảm và sau đó sẽ cải thiện trở lại,

điều này cho thấy tồn tại đường cong chữ J.

Bahmani – Oskooee và Hajilee (2011) đã nghiên cứu tác động của độ biến động

tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu và nhập khẩu của 87 ngành nghề giữa Mỹ và Thụy

Điển trong giai đoạn 1962- 2004. Bằng cách áp dụng kiểm định biên ARDL và mô

hình ARDL để ước lượng ảnh hưởng của biến động tỷ giá đến thương mại giữa hai

quốc gia, các tác giả tim thấy rằng trong ngắn hạn, độ biến động tỷ giá có ảnh

hưởng đáng kể đến nhập khẩu của Thụy Điển trong số 2/3 ngành nghề trong mẫu

nghiên cứu. Trong đó có một số ngành, độ biến động có tác động cùng chiều và một

số ngành khác thì lại là ảnh hưởng ngược chiều. Trong dài hạn, ảnh hưởng của độ

biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại giữa hai quốc gia chỉ đáng kể trong số 1/3

ngành trong mẫu nghiên cứu. Trong đó mối quan hệ cùng chiều hay ngược chiều thì

tùy thuộc vào ngành nghề kinh doanh.

Nuroglu và Kunst (2012) đã giải thích ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối

đoái đến cán cân thương mại quốc tế bằng cách sử dụng dữ liệu dạng bảng để phân

tích. Nghiên cứu này đã sử dụng mô hình lực hấp dẫn để phân tích thương mại song

phương giữa 15 quốc gia trong khu vực EU. Đầu tiên, phương pháp thống kê được

các tác giả sử dụng đê xác định các yếu tố ảnh hưởng đến cán cân thương mại quốc

tế và định lượng ảnh hưởng của các yếu tố này. Mối quan tâm chính của nghiên cứu

tập trung vào phân tích ảnh hưởng của độ biến động của tỷ giá hối đoái đến thương

mại giữa các quốc gia.

Bahmani – Oskooee và các cộng sự (2013) thực hiện phân tích tác động của độ

biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại song phương (bao gồm cả xuất khẩu và

nhập khẩu) giữa Mỹ và Brazil trong giai đoạn 1971 đến 2010. Bằng việc áp dụng

phương pháp đồng liên kết, nghiên cứu của các tác giả đi đến ba kết luận chính.

Đầu tiên, trong khi phần lớn các ngành nghề kinh doanh không bị ảnh hưởng bởi độ

biến động tỷ giá hối đoái trong dài hạn, nhưng trong ngắn hạn thì các ngành nghề

kinh doanh sẽ phản ứng tích cực với sự biến động tỷ giá hối đoái. Thứ hai, độ nhạy

cảm với độ biến động tỷ giá có sự khác biệt rõ rệt ở các ngành nghề kinh doanh.

Xuất khẩu nông sản của Brazil đặc biệt bị ảnh hưởng nghiêm trọng từ sự biến động

của tỷ giá hối đoái, trong khi đó nhập khẩu máy móc của Mỹ lại hầu như không bị

tác động. Cuối cùng, các sản phẩm của các đối tác thương mại nhỏ sẽ phản ứng

mạnh mẽ với sự biến động tỷ giá hối đoái hơn so với các nhà xuất khẩu chính yếu

của hai quốc gia.

Nishimura và Hirayama (2013) nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng của biến

động tỷ giá hối đoái đến thương mại giữa Nhật Bản và Trung Quốc trong giai đoạn

từ tháng 1 năm 2002 đến tháng 12 năm 2011. Nghiên cứu của các tác giả đã đo

lường độ biến động tỷ giá hối đoái thông qua độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái và

mô hình ARCH. Bằng cách áp dụng mô hình ARDL, nghiên cứu của các tác giả chỉ

ra rằng xuất khẩu của Nhật Bản đến Trung Quốc không bị ảnh hưởng đáng kể bởi

độ biến động tỷ giá hối đoái, nhưng xuất khẩu của Trung Quốc sang Nhật Bản lại bị

tác động ngược chiều bởi biến động tỷ giá hối đoái trong suốt giai đoạn nghiên cứu.

Hơn thế nữa, các tác giả cũng tìm thấy tỷ giá hối đoái không có tác động đáng kể

đến xuất khẩu của Nhật Bản nhưng lại có ảnh hưởng đáng kể đến xuất khẩu của

Trung Quốc.

Haile và Pugh (2013) áp dụng phân tích hồi quy meta vào tài liệu thực

nghiệm hiện có về ảnh hưởng của biến động tỷ giá đối với thương mại quốc tế và

tìm thấy một số bằng chứng về xu hướng công bố. Họ cho thấy rằng kết quả nghiên

cứu của các nhà nghiên cứu quả có ý nghĩa rõ rệt cả theo các mô hình của tác giả và

cả bối cảnh của nghiên cứu của họ. Đặc biệt, các nhà nghiên cứu thấy mối quan hệ

ngược chiều về sự biến động tỷ giá đối với thương mại quốc tế khi sử dụng biến

đổi tỷ giá hối đoái tần số thấp và tập trung vào thương mại giữa các nền kinh tế ít

phát triển hơn, có ít cơ hội hơn. Thêm vào đó, họ nhận thấy rằng các nghiên cứu sử

dụng biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa ít có khả năng báo cáo tác động tiêu cực

đến thương mại hơn là những người sử dụng sự biến động của tỷ giá hối đoái thực.

Điều này là bởi vì trong thời gian dài thì biến đổi thực sự khác với giá trị danh

nghĩa của nó. Họ cũng giải thích rằng các nghiên cứu sử dụng lực hấp dẫn, sửa lỗi

và các kỹ thuật lập mô hình hợp tác lâu dài có nhiều khả năng giải thích tác động

thương mại tiêu cực của biến động tỷ giá.

Choudhry và Hassan (2015) nghiên cứu vai trò của độ biến động tỷ giá hối đoái

trong việc xác định nhập khẩu thực của Anh từ ba quốc gia đang phát triển Brazil,

Trung Quốc và Nam Phi từ tháng 1 năm 1991 đến tháng 12 năm 2011. Nghiên cứu

của các tác giả sử dụng mô hình ARDL và cho thấy rằng độ biến động tỷ giá hối

đoái đóng vai trò quan trọng trong việc xác định thương mại của Anh.

Junwood Chi, Seu Keow Cheng (2015), trong dài hạn thì biến động tỷ giá có tác

động quan trọng trong đa số các trường hợp, biến động tỷ giá với các cặp quốc gia

là khác nhau, không có kết quả thống nhất là kết quả của biến động tỷ giá là tích

cực hay tiêu cực đến xuất khẩu. Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ Quý I năm 2000

đên Quý II năm 2013 để xem xét tác động trong ngắn hạn và dài hạn của thu nhập

thực, tỷ giá hối đoái thực song phương và biến động tỷ giá hối đoái thực đối với

lượng xuất khẩu hàng hải của Australia đối với các đối tác Châu Á. Biến động tỷ

giá thực được đo lường bằng 2 phương pháp là GARCH và phương pháp the Mean-

adjusted relative change, sử dụng mô hình ARDL với đồng liên kết để nghiên cứu.

Biến động tỷ giá có tác động đến lượng xuất khẩu hàng hải của Australia.

Asteriou và các cộng sự (2016) giải thích ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá

hối đoái đến thương mại quốc tế của các quốc gia Mexico, Indonesia, Nigeria và

Thổ Nhĩ Kỳ từ tháng 01 năm 1995 đến tháng 12 năm 2012. Trong đó các tác giả đo

lường độ biến động tỷ giá hối đoái bởi mô hình ARCH – GARCH theo đề nghị của

Sauer và Bohara (2001), Clark và các cộng sự (2004) và DeVita và Abbott (2004)

với tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực được

sử dụng để đại diện cho tỷ giá hối đoái của các quốc gia. Đồng thời, nghiên cứu này

sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định biên, và hồi quy mô hình nghiên cứu

bởi mô hình ARDL. Qua đó, các tác giả tìm thấy rằng trong dài hạn, không tồn tại

mối liên kết giữa độ biến động tỷ giá và thương mại quốc tế (bao gồm xuất khẩu và

nhập khẩu) ở các quốc gia trong mẫu nghiên cứu ngoại trừ Thỗ Nhĩ Kỳ, và thậm chí

trong trường hợp của Thổ Nhĩ Kỳ, ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến

thương mại quốc tế hầu như là rất nhỏ. Tuy nhiên, trong ngắn hạn, một mối quan hệ

nhân quả Granger giữa độ biến động tỷ giá hối đoái với xuất khẩu/nhập khẩu được

phát hiện ở Indonesia và Mexico. Trong trường hợp Nigeria, mối quan hệ nhân quả

Granger hai chiều giữa độ biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu được tìm thấy

trong. Trong khi đó ở Thỗ Nhĩ Kỳ lại không tìm thấy mối quan hệ nhân quả

Granger nào giữa các biến số này.

Bảng 2.1. Tổng hợp các nghiên cứu trƣớc đây

Giai đoạn Tỷ giá danh Nghiên cứu Kết quả nghiên cứu nghiên cứu nghĩa/thực

Hooper và Quý I năm Nghiên cứu cho rằng rủi

Kholhagen (1978) 1965 đến Quý ro tiền tệ có thể tác động đáng kể

4 năm 1975 đến giá của hàng hóa có thể giao

dịch. Tuy nhiên, độ biến động tỷ

giá hối đoái lại không có ý nghĩa

đáng kể trong việc quyết định

khối lượng thương mại.

Cushman (1983) Nghiên cứu tìm thấy một

Giai đoạn Tỷ giá danh Nghiên cứu Kết quả nghiên cứu nghiên cứu nghĩa/thực

tác động ngược chiều của độ

biến động tỷ giá hối đoái đến

thương mại quốc tế

Akhtar và Hilton Quý I năm Tỷ giá hối Độ biến động tỷ giá hối

(1984) 1974 đến quý đoái danh đoái làm giảm khối lượng

4 năm 1984 nghĩa có hiệu thương mại của Mỹ và Đức đối

lực với các đối tác thương mại

Gotur (1985) 1973 – 1984 Tỷ giá hối Ảnh hưởng ngược chiều

đoái danh của độ biến động tỷ giá hối đoái

nghĩa đến nhập khẩu không được tìm

thấy. Tuy nhiên, ảnh hưởng

ngược chiều của độ biến động tỷ

giá hối đoái đến xuất khẩu của

Đức và ảnh hưởng cùng chiều

của độ biến động tỷ giá hối đoái

đến xuất khẩu của Mỹ lại được

tìm thấy.

Bailey và các cộng Quý I năm Tỷ giá hối Nghiên cứu này không

sự (1986) 1973 đến Quý đoái danh tìm thấy bất kỳ bằng chứng thực

III năm 1984 nghĩa có hiệu nghiệm nào cho thấy có ảnh

lực hưởng ngược chiều của độ biến

động tỷ giá hối đoái đến thương

mại của các quốc gia trong mẫu

nghiên cứu

Pozo (1992) từ năm 1900 Tỷ giá hối Độ biến động tỷ giá hối

đến năm 1940 đoái thực đoái có ảnh hưởng ngược chiều

đến xuất khẩu của Anh đến Mỹ.

Giai đoạn Tỷ giá danh Nghiên cứu Kết quả nghiên cứu nghiên cứu nghĩa/thực

Chowdhury (1993) Quý I năm Tỷ giá hối Độ biến động tỷ giá hối

1973 đến Quý đoái thực đoái có mối quan hệ ngược chiều

IV năm 1990 với thương mại

Qian và Varangis 1974 – 1990 Nghiên cứu tìm thấy rằng

(1994) độ biến động tỷ giá hối đoái có

ảnh hưởng cùng chiều đến xuất

khẩu của Thụy Điển

Arize (1998) 1973 – 1995 Nhập khẩu của Thụy

Điển bị ảnh hưởng cùng chiều

bởi độ biến động tỷ giá hối đoái

Dell‘ Ariccia 20 năm kể từ tỷ giá hối Ảnh hưởng của độ biến

(1999) năm 1975. đoái thực và động tỷ giá hối đoái đến thương

danh nghĩa mại của các quốc gia là ngược

chiều

Sauer và Bohara 1973 – 1993 tỷ giá hối Độ biến động tỷ giá hối

(2001) đoái thực đoái có mối quan hệ với xuất

khẩu không đồng nhất giữa các

vùng miền quốc gia. Đối với các

quốc gia ở Châu Á, không tìm

thấy mối quan hệ đáng kể giữa

độ biến động tỷ giá hối đoái và

xuất khẩu. Tuy nhiên, với các

quốc gia ở Mỹ LaTin và Châu

Phi thì tồn tại ảnh hưởng ngược

chiều của độ biến động tỷ giá hối

đoái đến xuất khẩu của các quốc

gia

Giai đoạn Tỷ giá danh Nghiên cứu Kết quả nghiên cứu nghiên cứu nghĩa/thực

Cho và các cộng sự 1974 – 1995 Tỷ giá hối Độ biến động tỷ giá hối

(2002) đoái thực đoái có ảnh hưởng ngược chiều

đến thương mại quốc tế của các

quốc gia trong mẫu nghiên cứu

Yuen – Ling và các 1955 đến 2006 Nghiên cứu tìm thấy tồn

cộng sự (2008) tại mối quan hệ dài hạn giữa cán

cân thương mại và tỷ giá hối

đoái. Các biến số quan trọng

khác cũng được tìm thấy có ảnh

hưởng đáng kể đến cán cân

thương mại của Malaysia chẳng

hạn như thu nhập nội địa có mối

quan hệ đồng biến trong dài hạn

với cán cân thương mại và thu

nhập nước ngoài lại cho thấy

mối quan hệ ngược chiều với

cán cân thương mại trong dài

hạn. Thứ hai, tỷ giá hối đoái

thực là một yếu tố quan trọng

khi xác định cán cân thương mại

của Malaysia, và sự mất giá của

đồng nội tệ được tìm thấy sẽ cải

thiện cán cân thương mại trong

dài hạn, do đó phù hợp với lý

thuyết của Marshall – Lerner.

Thứ ba, kết quả của các tác giả

cũng chỉ ra rằng không tồn tại

Giai đoạn Tỷ giá danh Nghiên cứu Kết quả nghiên cứu nghiên cứu nghĩa/thực

hiệu ứng đường cong chữ J ở

Malaysia.

Sekantsi (2009) 1990 - 2000 Tỷ giá hối Độ biến động của tỷ giá

đoái thực hối đoái thực có ảnh hưởng

ngược chiều và đáng kể đến xuất

khẩu của quốc gia trong cả ngắn

hạn và dài hạn

Todani và 1984 – 2004 Phụ thuộc vào cách đo

Munyama (2005) lường biến động của tỷ giá hối

đoái mà không tồn tại mối quan

hệ đáng kể giữa xuất khẩu của

Nam Phi và độ biến động tỷ giá

hối đoái hoặc tồn tại mối quan

hệ đáng kể giữa hai biến số này

và đây là mối quan hệ đồng biến

Hall và cộng sự 1980-2006 Nghiên cứu mối quan hệ giữa

(2010) biến động tỷ giá và khối lượng

thương mại của 10 nền kinh tế

mới nổi và 11 nước đang phát

triển. . Kết quả của họ khác nhau

giữa các thị trường mới nổi và

các nước đang phát triển. Biến

động về tỷ giá ảnh hưởng tiêu

cực đến xuất khẩu của các nước

đang phát triển nhưng không ảnh

hưởng đến xuất khẩu của các

nền kinh tế thị trường đang nổi.

Giai đoạn Tỷ giá danh Nghiên cứu Kết quả nghiên cứu nghiên cứu nghĩa/thực

Họ cho rằng thị trường vốn mở

của các thị trường mới nổi có thể

làm giảm tác động của tỷ giá hối

đoái đối với xuất khẩu so với

những tác động ở các nước đang

phát triển khác.

Gligoric (2010) Tỷ giá hối Sự mất giá của đồng nội

đoái danh tệ ở Serbia sẽ có thể cải thiện

nghĩa cán cân thương mại của quốc gia

trong dài hạn, đồng thời điều này

cũng sẽ tạo nên hiệu ứng đường

cong chữ J trong ngắn hạn

Bahmani – 1962- 2004 Trong ngắn hạn, độ biến

Oskooee và Hajilee động tỷ giá có ảnh hưởng đáng

(2011) kể đến nhập khẩu của Thụy Điển

trong số 2/3 ngành nghề trong

mẫu nghiên cứu. Trong đó có

một số ngành, độ biến động có

tác động cùng chiều và một số

ngành khác thì lại là ảnh hưởng

ngược chiều. Trong dài hạn, ảnh

hưởng của độ biến động tỷ giá

hối đoái đến thương mại giữa hai

quốc gia chỉ đáng kể trong số 1/3

ngành trong mẫu nghiên cứu.

Trong đó mối quan hệ cùng

chiều hay ngược chiều thì tùy

Giai đoạn Tỷ giá danh Nghiên cứu Kết quả nghiên cứu nghiên cứu nghĩa/thực

thuộc vào ngành nghề kinh

doanh

Choudhry và Tháng 1 năm Nghiên cứu của các tác

Hassan (2015) 1991 đến giả sử dụng mô hình ARDL và

tháng 12 năm cho thấy rằng độ biến động tỷ

2011 giá hối đoái đóng vai trò quan

trọng trong việc xác định thương

mại của Anh.

Junwood Chi, Seu Quý I năm Tỷ giá hối Trong dài hạn thì biến

Keow Cheng 2000 đên Quý đoái thực động tỷ giá có tác động quan

(2015) II năm 2013 trọng trong đa số các trường

hợp, biến động tỷ giá với các cặp

quốc gia là khác nhau,

không có kết quả thống nhất là

kết quả của biến động tỷ giá là

tích cực hay tiêu cực đến xuất

khẩu. Biến động tỷ giá có tác

động đến lượng xuất khẩu hàng

hải của Australia.

Asteriou và các Từ tháng 01 tỷ giá hối Trong dài hạn, không

cộng sự (2016) năm 1995 đến đoái danh tồn tại mối liên kết giữa độ biến

tháng 12 năm nghĩa có hiệu động tỷ giá và thương mại quốc

2012 lực, tỷ giá tế (bao gồm xuất khẩu và nhập

hối đoái thực khẩu) ở các quốc gia trong mẫu

có hiệu lực nghiên cứu ngoại trừ Thỗ Nhĩ

Kỳ, và thậm chí trong trường

hợp của Thổ Nhĩ Kỳ, ảnh hưởng

Giai đoạn Tỷ giá danh Nghiên cứu Kết quả nghiên cứu nghiên cứu nghĩa/thực

của độ biến động tỷ giá hối đoái

đến thương mại quốc tế hầu như

là rất nhỏ. Tuy nhiên, trong ngắn

hạn, một mối quan hệ nhân quả

Granger giữa độ biến động tỷ giá

hối đoái với xuất khẩu/nhập

khẩu được phát hiện ở Indonesia

và Mexico. Trong trường hợp

Nigeria, mối quan hệ nhân quả

Granger hai chiều giữa độ biến

động tỷ giá hối đoái và xuất

khẩu được tìm thấy trong. Trong

khi đó ở Thỗ Nhĩ Kỳ lại không

tìm thấy mối quan hệ nhân quả

Granger nào giữa các biến số nà

CHƢƠNG 3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. Dữ liệu nghiên cứu

Luận văn sử dụng dữ liệu được thu thập từ Tổng Cục Thống kê Việt Nam

(GSO), DataStream, Quỹ Tiền Tệ Quốc tế (IMF) trong giai đoạn từ năm 2001 –

2016. Do chỉ số giá nhập khẩu và chỉ số giá xuất khẩu chỉ có sẵn dữ liệu trên

DataStream từ Quý II năm 2001, cho nên để thống nhất giai đoạn nghiên cứu, luận

văn lấy mẫu dữ liệu nghiên cứu là 60 Quý, từ Quý I năm 2002 đến Quý IV năm

2016.

Bảng 3.1. Nguồn dữ liệu luận văn thu thập

Biến Nguồn dữ liệu

Xuất khẩu IMF

Nhập khẩu IMF

GDP GSO

Chỉ số giá xuất khẩu DataStream

Chỉ số giá nhập khẩu DataStream

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực IMF

Tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực IMF

3.2. Mô hình nghiên cứu

Với mục tiêu nghiên cứu xem xét tác động của độ biến động của tỷ giá hối

đoái đến xuất nhập khẩu của Việt Nam trong giai đoạn từ 2002 – 2016, luận văn sử

dụng phương pháp tiếp cận tương tự với phương pháp mà Arize và các cộng sự

(2000), O’Neill (2014) và Asteriou và các cộng sự (2016) đã áp dụng trong nghiên

cứu của các tác giả. Cụ thể phương trình hồi quy được thể hiện như sau:

(1)

(2)

(3)

(4)

Trong đó, và lần lượt là logarithm tự nhiên của giá trị xuất khẩu

và nhập khẩu của Việt Nam. là logarithm tự nhiên của tổng sản lượng quốc

nội của Việt Nam. và là logarithm tự nhiên của chỉ số giá xuất

khẩu và nhập khẩu của Việt Nam. và là độ biến động của tỷ giá

hối đoái thực có hiệu lực và tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực. Và là sai số

của mô hình nghiên cứu.

Luận văn đo lường tỷ giá hối đoái cho rỗ hàng hóa chung chứ không phải là

những tỷ giá riêng biệt như USD/VND, EUR/VND… Và luận văn quyết định lựa

chọn chỉ số NEER (Nominal Effective Exchange Rate) – tỷ giá hối đoái danh nghĩa

hiệu lực và chỉ số REER (Real Effective Exchange Rate) – tỷ giá hối đoái thực hiệu

lực để đưa vào trong mô hình. Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực là trung bình có

tỷ trọng của tỷ giá hối đoái danh nghĩa giữa nội tệ và các ngoại tệ, trong khi đó tỷ

giá hối đoái thực có hiệu lực là trung bình tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực được

điều chỉnh theo giá cả tương đối giữa trong nước và quốc tế. Luận văn sử dụng hai

loại tỷ giá này vì nó có thể được xem như là số đo tổng hợp của năng lực cạnh tranh

đối ngoại của quốc gia. Dùng hai loại 2 tỷ giá này phản ảnh đầy đủ tổng thể và toàn

diện hơn vị thế cạnh tranh của hàng hóa trong nước với các đối tác thương mại của

Việt Nam.

Theo đó, NEER và REER được đo lường như sau:

Trong đó:

REER: tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực

NEER: tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực

: Tỷ giá hối đoái của hai đồng tiền trong kỳ thứ t (niêm yết trực tiếp)

: Chỉ số giá hàng hóa ở quốc gia đang so sánh

: Chỉ số giá hàng hóa ở quốc gia đang tính REER

: Tỷ trọng thương mại giữa quốc gia đang tính REER (NEER) với quốc gia

so sánh so với tổng giá trị thương mại của quốc gia đang tính REER (NEER) với tất

cả các quốc gia được chọn.

Bên cạnh đó, việc đo lường sự biến động tỷ giá hối đoái không có sự đồng

thuận về tính phù hợp giữa các tài liệu nghiên cứu trước đây (Huchet – Bourdon và

các cộng sự, 2011). Theo các tài liệu trước đây khi xem xét về sự biến động của tỷ

giá hối đoái thì có 03 cách đo lường như sau:

- Độ biến động được đo lường bằng cách tính độ lệch chuẩn của tỷ giá hối

đoái trong 12 tháng trước. Một số nghiên cứu đã đo lường độ biến động bằng cách

này bao gồm Bahmani – Oskooee và các cộng sự (2011), Bahmani – Oskooee và

Mitra (2008).

- Độ biến động được đo lường bằng cách tính độ lệch chuẩn của tỷ giá hối

đoái trong 05 năm trước. Nghiên cứu đã đo lường độ biến động bằng cách này bao

gồm Huchet và các cộng sự (2011).

- Độ biến động được đo lường bằng cách hồi quy từ mô hình ARCH –

GARCH. Nghiên cứu đã đo lường theo cách này bao gồm Doyle (2001), Sauer và

Bohara (2001), Clark và các cộng sự (2004), DeVita và Abbott (2004), và Asteriou

và các cộng sự (2016).

- Trong các cách đo lường này, cách đo lường từ việc hồi quy mô hình ARCH

– GARCH thường được các nghiên cứu trước đây đề cử sử dụng khi đo lường độ

biến động tỷ giá hối đoái. Nguyên nhân chính do mô hình ARCH – GARCH có thể

khắc phục sự thiếu sót của cách sử dụng độ lệch chuẩn của chuỗi dữ liệu để đo

lường độ biến động (Engle, 1982). Cụ thể, mô hình ARCH – GARCH có khả năng

tách biệt các thành phần có thể dự báo được và các thành phần không thể dự báo

được trong quá trình đo lường độ biến động tỷ giá hối đoái và do đó, mô hình

ARCH – GARCH tính toán độ biến động chuẩn xác hơn so với các đo lường độ

lệch chuẩn (Arize và các cộng sự, 2000; Darrat và Hakim, 2000).

- Mặt khác, luận văn cũng thực hiện xem xét việc đo lường độ biến động tỷ

giá hối đoái theo cách hồi quy mô hình ARCH – GARCH như cách mà Asteriou và

các cộng sự (2016) đã áp dụng trong nghiên cứu của các tác giả. Kết quả được trình

bày trong bảng 3.1 và bảng 3.2 tương ứng với hai đại diện cho tỷ giá hối đoái là tỷ

giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực.

Bảng 3.1. Kiểm định tính ARCH đối với tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực

Kết quả hồi quy sai số P-value

RESID^2(-1) 0.8395

RESID^2(-2) 0.3890

RESID^2(-3) 0.4894

RESID^2(-4) 0.9360

Kiểm định ARCH P-value

F-statistic 0.8644

Obs*R-squared 0.8502

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 13.

Dựa vào bảng 3.1 có thể thấy rằng các giá trị p – value của các sai số trong mô

hình hồi quy từ độ trễ 1 đến độ trễ 4 đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 10%. Do đó

có thể thấy rằng không có hiệu ứng ARCH ở các độ trễ này. Ngoài ra, dựa vào giá

trị của kiểm định hiệu ứng ARCH, thì với hai giá trị p-value đều lớn hơn mức ý

nghĩa 10%, thì có thể thấy rằng không tồn tại hệu ứng ARCH đối với biến tỷ giá hối

đoái danh nghĩa có hiệu lực.

Bảng 3.2. Kiểm định tính ARCH đối với tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực

Kết quả hồi quy sai số P-value

RESID^2(-1) 0.1581

RESID^2(-2) 0.5247

RESID^2(-3) 0.6546

RESID^2(-4) 0.4496

Kiểm định ARCH P-value

F-statistic 0.4739

Obs*R-squared 0.4517

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 13.

Dựa vào bảng 3.2 có thể thấy rằng các giá trị p – value của các sai số trong mô

hình hồi quy từ độ trễ 1 đến độ trễ 4 đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 10%, do đó

có thể thấy rằng không có hiệu ứng ARCH ở các độ trễ này. Ngoài ra, dựa vào giá

trị của kiểm định hiệu ứng ARCH, thì với hai giá trị p-value đều lớn hơn mức ý

nghĩa 10%, thì có thể thấy rằng không tồn tại hệu ứng ARCH đối với biến tỷ giá hối

đoái thực có hiệu lực.

Do đó, luận văn không thể đo lường theo cách đo lường từ mô hình ARCH –

GARCH. Cho nên luận văn sử dụng phương pháp đo lường độ biến động bằng cách

tính độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái ở 12 tháng trước, lý do bài nghiên cứu sử

dụng cách tính này là vì ở Việt Nam các chính sách về tỷ giá thường thay đổi trong

ngắn hạn nên tính theo phương pháp này sẽ phù hợp với tình hình thực tế của dữ

liệu.

Bảng 3.3. Mô tả các biến

Biến Ký hiệu Mô tả Nguồn dữ liệu

Logarithm tự nhiên của Quỹ Tiền Tệ Nhập khẩu lnIM nhập khẩu Việt Nam Quốc tế (IMF)

Logarithm tự nhiên của Quỹ Tiền Tệ Xuất khẩu lnEX xuất khẩu Việt Nam Quốc tế (IMF)

Logarithm tự nhiên của Tổng Cục

Thu nhập nội địa lnGDP tổng sản lượng nội địa Việt Thống kê Việt

Nam Nam (GSO)

Chỉ số giá nhập khẩu của Chỉ số giá nhập khẩu IMP DataStream Việt Nam

Chỉ số giá xuất khẩu của Chỉ số giá xuất khẩu EXP DataStream Việt Nam

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa Tỷ giá hối đoái danh Quỹ Tiền Tệ NEER của Việt Nam so với 20 đối nghĩa có hiệu lực Quốc tế (IMF) tác thương mại lớn nhất của

Biến Ký hiệu Mô tả Nguồn dữ liệu

Việt Nam

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa

của Việt Nam so với 20 đối Quỹ Tiền Tệ Tỷ giá hối đoái thực REER tác thương mại lớn nhất của Quốc tế (IMF) có hiệu lực Việt Nam được điều chỉnh

chỉ số giá tiêu dùng

Độ biến động của tỷ Độ lệch chuẩn của tỷ giá Quỹ Tiền Tệ giá hối đoái danh NeerVol hối đoái danh nghĩa có hiệu Quốc tế (IMF) nghĩa có hiệu lực lực

Độ biến động của tỷ Độ lệch chuẩn của tỷ giá Quỹ Tiền Tệ giá hối đoái thực có ReerVol hối đoái thực có hiệu lực Quốc tế (IMF) hiệu lực

3.3. Phƣơng pháp ƣớc lƣợng

Dữ liệu luận văn sử dụng là dạng dữ liệu chuỗi thời gian theo quý từ năm 2002

đến năm 2016. Bên cạnh đó, đối với dữ liệu chuỗi thời gian, kiểm định tính dừng

chuỗi thời gian là việc hết sức cần thiết phải được thực hiện trước khi tiến hành hồi

quy. Bởi lẽ nếu biến số trong luận văn không dừng ở bậc gốc thì khi ước lượng tại

chuỗi gốc sẽ có thể đưa ra kết quả bị chệch, nguyên nhân do một chuỗi thời gian

được cho là dừng thì phải đảm bảo đồng thời các giả định sau:

 Kỳ vọng của chuỗi thời gian không đổi

 Phương sai của chuỗi thời gian là không đổi

 Hiệp phương sai của chuỗi thời gian là không đổi

Cho nên nếu một trong ba giả định này không được thỏa, thì chuỗi thời gian

đang được kiểm định sẽ không dừng. Nói cách khác, kết quả từ việc ước lượng các

chuỗi không dừng sẽ gây ra vấn đề kết quả hồi quy chệch (bias) đi so với kết quả

thực có thể đạt được.

Tuy nhiên, các tài liệu nghiên cứu kinh tế một nhược điểm của việc kiểm định

tính dừng trong chuỗi dữ liệu thời gian đó chính là độ tin cậy rất thấp. Do đó, để

giải quyết vấn đề này, Pesaran và Shin (1999) và Shin và các cộng sự (2001) đã đề

xuất phương pháp tiếp cận kiểm định biên tự hồi quy và phân phối độ trễ, hay còn

gọi là kiểm định biên ARDL. Nhìn chung, cách tiếp cận bằng kiểm định biên

ARDL có những ưu điểm sau:

Thứ nhất, phương pháp này yêu cầu quy mô mẫu nhỏ hơn so với các phương

pháp kiểm định đồng liên kết theo các phương pháp khác;

Thứ hai, nếu kiểm định nghiệm đơn vị được xem là một bước cần thiết trong

các phương pháp kiểm định đồng liên kết khác, thì trong phương pháp này là không

cần thiết và có thể bỏ qua, các biến có thể tích hợp tại bậc 0 hoặc bậc 1. Mối quan

hệ dài hạn được kiểm định dựa trên hai giá trị biên. Trong đó, biên dưới là điểm

giới hạn mà tất cả các biến đều tích hợp ở bậc 0 (I(0)) và biên trên là điểm giới hạn

mà tất cả các biến đều tích hợp ở bậc 1 (I(1)).

Thứ ba, phương pháp tiếp cận ARDL cung cấp các kết quả ước lượng dài

hạn không thiên lệch nếu một số các hồi quy mô hình là nội sinh.

Thứ tư, phương pháp này cung cấp một phương pháp đánh giá tác động trong

ngắn hạn cũng như trong dài hạn của một biến lên biến khác một cách đồng thời và

nó cũng tách biệt tác động ngắn hạn và dài hạn

Theo Giles (2013), các giai đoạn khi thực hiện kiểm định biên ARDL có thể

chia thành hai giai đoạn chính như sau:

Giai đoạn 1: Kiểm định tính đồng liên kết

Trong giai đoạn 1 này, để có thể kiểm định tính đồng liên kết của các biến số

trong mô hình nghiên cứu, luận văn tiến hành thực hiện 3 bước chính sau:

Bƣớc 1: Kiểm định nghiệm đơn vị để chắc chắn rằng không có biến nào tích

hợp ở bậc 2. Bởi vì hồi quy có thể là giả mạo nếu các biến dừng ở vi phân bậc 2.

Bƣớc 2: Ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số không giới hạn ARDL-UECM

sau bằng phương pháp OLS

(2)

là

Trong đó: , , , là hệ số trong ngắn hạn. là các số nhân dài hạn,

sai số, và k, l, m, và n là độ trễ tối đa mà ta đưa vào mô hình.

Mô hình trên tương tự như một mô hình ECM thông thường, nhưng có số hệ số

không hạn chế, vì vậy mô hình trên được gọi là ECM không hạn chế, hay theo ngôn

ngữ của Pesaran (2001) là mô hình ECM có điều kiện.

Do dữ liệu nghiên cứu được sử dụng trong luận văn này là dữ liệu theo quý, do

đó, theo sự đề nghị của Pesaran và Pesaran (2009), độ trễ tối đa là 4. Liên quan đến

về vấn đề này, Giles (2013) đã tiến hành chọn độ trễ lớn nhất của biến tự hồi quy

bằng kỹ thuật VAR dựa trên việc thử nghiệm lần lượt các biến phụ thuộc với những

độ trễ k, l, m và n khác nhau, cuối cùng tác giả đi đến kết luận giống như những gì

Pesaran và Pesaran (2009) đã gợi ý trước đó. Cho nên, sau khi xác định được độ trễ

tối ưu này, luận văn tiến hành hồi quy mô hình lần lượt theo các độ trễ này.

Bƣớc 3: Thực hiện kiểm định F xét ý nghĩa của các số nhân dài hạn.

Giả thuyết H0 của kiểm định cho thấy không tồn tại mối quan hệ dài hạn

được biểu thị như sau:

H0: π1=π2= π3 = π4 = π5= 0

H1: π1 ≠0 hoặc π2 ≠0 hoặc π3 ≠0 hoặc π4 ≠ 0 hoặc π5 ≠ 0

Sau đó, luận văn sẽ so sánh giá trị kiểm định F-statistic với bảng giá trị tới hạn

do Pesaran (2001) tính toán. Bảng giá trị tới hạn này được tính toán dựa trên số

lượng các biến hồi quy và các giá trị định trước được đưa vào mô hình. Có hai mức

giá trị biên, hay còn được là giới hạn trên và giới hạn dưới. Giới hạn dưới thể hiện

mức giá trị tới hạn trong trường hợp giả định tất cả các biến hồi quy đều tích hợp ở

bậc 0, hay I(0), trong khi đó giới hạn trên được tính toán với giả định tất cả các

biến đều tích hợp tại bậc 1, hay I(1). Nếu giá trị F-statistic tính toán được cao hơn

giới hạn trên, giả thiết H0, không có đồng liên kết giữa các biến, có thể được bác bỏ.

Ngược lại, nếu giá trị kiểm định thấp hơn giới hạn dưới, lúc này luận văn không thể

bác bỏ giả thiết Ho. Khi giá trị F-statistic rơi vào khoảng giữa hai biến, lúc nay

chúng ta chưa thể kết luận kết quả kiểm định, nguyên nhân có thể là do bậc liên kết

của các biến hồi quy.

Nếu kiểm định biên F cho thấy tồn tại mối quan hệ đồng liên kết, luận văn đi

tiếp vào giai đoạn 2.

Giai đoạn 2: Ƣớc lƣợng các hệ số trong ngắn hạn và dài hạn

Trong giai đoạn 2 này, luận văn tiến hành 4 bước chính để có thể ước lượng

được phương trình dài hạn và ngắn hạn của các biến trong bài nghiên cứu.

Bƣớc 4: Xác định độ trễ tối ưu. Việc lựa chọn độ trễ tối ưu cho các biến của mô hình có thể được thực hiện bằng việc xem xét các tiêu chuẩn như tối đa hóa R2 hay

tối thiểu hóa các tiêu chuẩn AIC hay SBC.

Luận văn sử dụng phần mềm Eviews 9.0. đây là một phần mềm khá phổ thông

với các đối tượng nghiên cứu định lượng, trong phiên bản Eviews 9.0 này, Eviews

đã tích hợp ước lượng ARDL vào và lựa chọn độ trễ tối ưu thay cho người dùng. Do

đó, chúng ta không mất nhiều thời gian cho việc tìm độ trễ tối ưu của mô hình cho

bước này như trong các phần mềm kinh tế lượng khác.

Bƣớc 5: Ước lượng phương trình dài hạn

Trước tiên, luận văn cần ước lượng mô hình ARDL có dạng như sau:

(3)

Phương trình trên được kí hiệu như sau ARDL (k, l, m, n); là sai số, các tham

số k, l, m và n là độ trễ tối ưu của mô hình.

Từ kết quả có được từ việc hồi quy trong phương trình (3), chúng ta sẽ ước

lượng được các hệ số của phương trình dài hạn có dạng như phương trình (1), cụ thể

như sau:

(4)

Trong đó

Với j= {2, 3, 4} và q= {k, l, m, n}.

Bƣớc 6: Ước lượng các hệ số ngắn hạn theo mô hình hiệu chỉnh sai số không

giới hạn UECM có dạng như sau:

(4)

Trong đó là số hạng hiệu chỉnh sai số ở độ trễ một thời đoạn có được

từ ước lượng mối quan hệ cân bằng dài hạn trong phương trình (4), là hệ số

phản ánh tốc độ điều chỉnh hướng tới cân bằng cân bằng dài hạn.

CHƢƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Mô tả thống kê và ma trận tƣơng quan

4.1.1. Thống kê mô tả

Đầu tiên luận văn thực hiện thống kê mô tả các biến số được sử dụng trong luận

văn bằng cách phân tích cách gia trị trung bình, giá trị trung vị, giá trị lớn nhất, độ

lệch chuẩn và giá trị nhỏ nhất. Kết quả được trình bày trong bảng 4.1. Dựa vào bảng

4.1, có thể thấy rằng biến xuất khẩu có giá trị trung bình đạt 25.008 tương ứng với

72,583,248,836, độ lệch chuẩn là 0.768, giá trị nhỏ nhất là 23.495 và giá trị lớn nhất

là 26.216. Biến nhập khẩu có giá trị trung bình đạt 25.116 tương ứng với

80,861,204,729, độ lệch chuẩn là 0.711, giá trị nhỏ nhất là 23.572 và giá trị lớn nhất

là 26.228. Cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu Việt Nam có sự thay đổi đáng kể

trong xuất khẩu và nhập khẩu.

Bảng 4.1. Thống kê mô tả các biến

Trung Trung Giá trị Giá trị Độ lệch Số quan Biến bình vị lớn nhất nhỏ nhất chuẩn sát

25.008 24.944 26.216 23.495 0.768 60 Lxk

25.116 25.254 26.228 23.572 0.711 60 Lnk

33.699 33.739 34.666 32.476 0.718 60 Lgdp

4.613 4.613 4.808 4.471 0.037 60 Limprice

4.621 4.621 4.798 4.448 0.046 60 Lexprice

0.032 0.028 0.088 0.010 0.017 60 Neervol

0.096 0.061 0.426 0.017 0.084 60 Reervol

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0

Đồng thời, dựa vào giá trị trung bình của độ biến động tỷ giá hối đoái danh

nghĩa có hiệu lực và thực có hiệu lực lần lượt là 0.032 và 0.096 thì cho thấy rằng so

với độ biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực, độ biến động tỷ giá hối

đoái thực có hiệu lực có giá trị trung bình cao hơn, có nghĩa là có nhiều sự biến

động hơn khi đo lường bởi tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực.

4.1.2. Ma trận tƣơng quan

Mối tương quan đơn biến tuyến tính giữa các biến số được luận văn xem xét

bằng cách lập ma trận tương quan giữa các biến. Kết quả được trình bày trong bảng

4.2. Dựa vào bảng kết quả có thể thấy rằng, độ biến động tỷ giá hối đoái được đo

lường bởi tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực

đều có mối tương quan tuyến tính đơn biến cùng chiều với xuất khẩu và nhập khẩu.

Ngược lại, chỉ số giá xuất khẩu và chỉ số giá nhập khẩu đều cho thấy có mối tương

quan tuyến tính đơn biến ngược chiều với xuất khẩu và nhập khẩu.

Bảng 4.2. Ma trận tƣơng quan

Lxk Lnk Lgdp Limprice Lexprice Neervol Reervol

1 Lxk

0.988 1.000 Lnk

0.990 0.979 1 Lgdp

-0.147 -0.109 -0.175 1 Limprice

-0.203 -0.150 -0.231 0.876 1 Lexprice

0.230 0.256 0.276 0.319 0.237 1.000 Neervol

0.276 0.306 0.302 0.448 0.298 0.862 1 Reervol

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0

4.2. Kiểm định nghiệm đơn vị và tính đồng liên kết

4.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị

Trước khi tiến hành thực hiện việc hồi quy mô hình ARDL, luận văn xem xét

tính dừng của các biến được sử dụng trong luận văn bằng cách kiểm định nghiệm

đơn vị thông qua kiểm định ADF. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị bởi kiểm định

ADF được trình bày trong bảng 4.3. Dựa vào bảng kết quả kiểm định có thể thấy

rằng các biến xuất khẩu LXK, nhập khẩu LNK, GDP, độ biến động của tỷ giá hối

đoái thực có hiệu lực và tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực đều không dừng ở

bậc gốc ở mức ý nghĩa thống kê 10% và đều dừng ở sai phân bậc nhất ở mức ý

nghĩa thống kê 10%. Các biến còn lại đều dừng ở sai phân bậc gốc ở mức ý nghĩa

10%. Kết quả này cho thấy rằng các biến có thể được sử dụng thực hiện kiểm định

tính đồng liên kết và hồi quy mô hình ARDL.

Bảng 4.3. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị

Bậc gốc Bậc 1 Kết luận Biến

0.3565 0.0788 Dừng tại bậc 1 Lnk

0.4360 0.0313 Dừng tại bậc 1 Lxk

0.9632 0.0000 Dừng tại bậc 1 Lgdp

0.0000 Dừng tại bậc gốc Limprice

0.0000 Dừng tại bậc gốc Lexprice

0.1953 0.0000 Dừng tại bậc 1 Neervol

0.1692 0.0000 Dừng tại bậc 1 Reervol

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0

4.2.2. Kiểm định tính đồng liên kết

Tiếp theo, luận văn tiến hành kiểm định đồng liên kết ở các phương trình hồi

quy lần lượt là phương trình biến phụ thuộc xuất khẩu và độ biến động tỷ giá được

đại diện bởi độ biến động tỷ giá danh nghĩa có hiệu lực, và độ biến động tỷ giá được

đại diện bởi độ biến động tỷ giá thực có hiệu lực; phương trình biến phụ thuộc nhập

khẩu và độ biến động tỷ giá được đại diện bởi độ biến động tỷ giá danh nghĩa có

hiệu lực, và độ biến động tỷ giá được đại diện bởi độ biến động tỷ giá thực có hiệu

lực. Kết quả được trình bày trong bảng 4.4.

Dựa vào bảng kết quả 4.4 có thể thấy rằng với biến phụ thuộc là xuất khẩu, cả

hai phương trình với độ biến động tỷ giá hối đoái được đại diện bởi độ biến động tỷ

giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực đều có giá trị

thống kê F lớn hơn giá trị biên giới hạn trên (I1 bond) ở mức ý nghĩa thống kê 10%.

Điều này có nghĩa là, tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến số này. Nói cách

khác, luận văn có thể tiến hành hồi quy mô hình ARDL với biến phụ thuộc là xuất

khẩu.

Bảng 4.4. Kết quả kiểm định tính đồng liên kết

Giá trị thống kê f I0 bound I1 bound

Phƣơng trình lxk 14.50645 2.72 3.77 (neervol)

Phƣơng trình lxk 10.88096 2.72 3.77 (reervol)

Phƣơng trình lnk 2.181932 2.72 3.77 (neervol)

Phƣơng trình lxk 3.804296 2.72 3.77 (reervol)

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0

Khác với biến phụ thuộc xuất khẩu, với biến phụ thuộc nhập khẩu thì chỉ có

phương trình có biến động tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực cho ra giá trị thống kê F

lớn hơn giá trị biên giới hạn trên (I1 bond) ở mức ý nghĩa thống kê 10%. Điều này

cho thấy rằng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến này. Do đó luận văn sẽ tiến

hành hồi quy mô hình ARDL với biến phụ thuộc xuất khẩu và độ biến động tỷ giá

hối đoái được đại diện bởi độ biến động tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực.

4.3. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất

khẩu

4.3.1. Biến động tỷ giá danh nghĩa

Trong phần này luận văn trình bày kết quả ước lượng mô hình ARDL với

biến phụ thuộc là xuất khẩu và các đại diện của biến độ biến động của tỷ giá hối

đoái. Kết quả được trình bày trong bảng 4.5. Qua bảng 4.5 có thể thấy rằng, hệ số

ước lượng của GDP và chỉ số giá xuất khẩu là dương và ở mức ý nghĩa thống kê

1%. Điều này cho thấy rằng GDP và chỉ số giá xuất khẩu có mối quan hệ cùng

chiều với xuất khẩu trong dài hạn. Khi GDP và chỉ số giá xuất khẩu gia tăng thì sẽ

làm gia tăng xuất khẩu của Việt Nam. Phát hiện này tương đồng với các bằng chứng

thực nghiệm được tìm thấy bởi Srinivasan và Kalaivani (2013), Asteriou và các

cộng sự (2016).

Bảng 4.5. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá

danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu

Variable Coefficient Std. Error T-statistic Prob.

Lgdp 1.133087 0.021007 53.939010 0.0000

Lexprice 5.950412 1.145984 5.192402 0.0000

Neervol -6.028385 0.892570 -6.753961 0.0000

C -40.304279 5.615374 -7.177488 0.0000

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0

Ngược lại với ảnh hưởng của GDP và chỉ số giá xuất khẩu, độ biến động tỷ giá

hối đoái được đại diện bởi tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực lại cho thấy tác

động ngược chiều đến xuất khẩu trong dài hạn ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều

này có nghĩa là khi tỷ giá hối đoái của Việt Nam càng biến động thì sẽ càng làm

giảm xuất khẩu của Việt Nam trong dài hạn. Kết quả này tương tự với các phát hiện

của Clark (1973), Baron (1976), Hooper và Kohlhagen (1978), Broll (1994), Wolf

(1995) và Vinh và các cộng sự (2017). Có thể thấy rằng sự biến động của tỷ giá hối

đoái càng lớn thì cho thấy quốc gia này đang đối mặt với nhiều rủi ro vì thay đổi

chính sách tỷ giá hối đoái đáng kể, cho nên khi đó các đối tác của Việt Nam (những

nhà nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam) sẽ trở nên e ngại và ngại giao dịch với Việt

Nam. Mặt khác, sự biến động trong tỷ giá hối đoái của Việt Nam sẽ làm gia tăng

phần bù rủi ro của các đối tác giao dịch với Việt Nam và do đó làm gia tăng chi phí

giao dịch giữa các nhà xuất khẩu Việt Nam và đối tác nhập khẩu (Arize và các cộng

sự, 2000; Srinivasan và Kalaivani, 2013). Kết quả là trong dài hạn sẽ làm giảm xuất

khẩu của Việt Nam nếu tỷ giá hối đoái cứ tiếp tục có sự biến động cao.

Tuy nhiên, khi xét đến mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá hối đoái

được đo lường bởi tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu của Việt

Nam thì có thể thấy rằng hệ số ước lượng ngắn hạn của biến số tỷ giá hối đoái danh

nghĩa có hiệu lực ở 03 tháng trước là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa

5%. Điều này cho thấy rằng độ biến động của tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực

trong 03 tháng trước sẽ có tác động cùng chiều đến xuất khẩu của Việt Nam trong

ngắn hạn. Kết quả này tương tự với phát hiện của Vinh và các cộng sự (2017) đã

tìm thấy trong nghiên cứu của các tác giả khi nghiên cứu tại Việt Nam. Có thể giải

thích sự khác biệt của phát hiện này so với mối quan hệ trong dài hạn là có thể do

hiệu ứng thu nhập lấn át hiệu ứng thay thế (De Grauwe, 1988). Trong khi hiệu ứng

thay thế có thể làm cho các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro của Việt Nam giảm các hoạt

động xuất khẩu vì lợi ích biên của hoạt động xuất khẩu giảm xuống, thì hiệu ứng

thu nhập lại thúc đẩy các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro của Việt Nam gia tăng xuất

khẩu nhằm né tránh sự sụt giảm đáng kể của doanh thu ở trong tương lai gần. Điều

này có thể do các doanh nghiệp gia tăng hoạt động xuất khẩu vì họ đánh giá rằng thị

trường trong tương lai sẽ xấu đi bởi những biến động không lường trước được của

tỷ giá hối đoái (Kroner và Lastrapes, 1993; Egert và các cộng sự, 2008). Do đó, các

nhà xuất khẩu e ngại rủi ro này sẽ cố gắng giao dịch tại thời điểm hiện tại và cố

gắng tối đa hóa lợi nhuận để bù đắp cho những tổn thất bất ngờ có thể xảy ra trong

tương lai. Cho nên trong ngắn hạn, hiệu ứng thu nhập có thể lấn át hiệu ứng thay

thế, và kết quả là doanh nghiệp sẽ xuất khẩu nhiều hơn cũng như xuất khẩu của Việt

Nam cũng gia tăng.

Bảng 4.6. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá

danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(lxk(-1)) -0.132965 0.141275 -0.941176 0.3529

D(lxk(-2)) -0.091692 0.126562 -0.724482 0.4735

D(lxk(-3)) -0.290405 0.107456 -2.702552 0.0104

D(lgdp) 0.117865 0.181502 0.649386 0.5202

D(lgdp(-1)) -0.177478 0.160017 -1.109122 0.2747

D(lgdp(-2)) -0.115835 0.153061 -0.756791 0.4541

D(lgdp(-3)) -0.342412 0.152624 -2.243498 0.0311

D(lexprice) 1.186585 0.190883 6.216292 0.0000

D(lexprice(-1)) -1.112719 0.251614 -4.422327 0.0001

D(lexprice(-2)) -0.438536 0.212893 -2.059895 0.0467

D(lexprice(-3)) -0.972961 0.217562 -4.472107 0.0001

D(neervol) 1.174050 0.875767 1.340596 0.1885

D(neervol(-1)) 1.199721 1.258227 0.953502 0.3467

D(neervol(-2)) -0.183467 1.275600 -0.143828 0.8864

D(neervol(-3)) 2.394297 0.951441 2.516495 0.0164

Cointeq(-1) -0.680848 0.146587 -4.644673 0.0000

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0

Để khẳng định kết quả hồi quy từ mô hình ARDL là phù hợp và đáng tin cậy,

luận văn sử dụng kiểm định CUSUM và CUSUMSQ để kiểm tra tính ổn định của

mô hình và được thể hiện trong hình 4.1 và 4.2. Hình 4.1 thể hiện kết quả kiểm định

CUSUM cho thấy tổng tích lũy phần dư đệ quy nằm trong dải cộng trừ ý nghĩa

thống kê 5% ở tất cả bảy đối tương nghiên cứu.

Hình 4.1. Kiểm định CUSUM của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ

giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu

Nguồn: Phần mềm Eviews 9.0

Tương tự vậy, hình 4.2 thể hiện kết quả kiểm định CUSUMSQ cho thấy rằng

mô hình tương đối ổn định. Do đó có thể nói hàm hồi quy mà luận văn thu được

là ổn định trong thời kỳ nghiên cứu từ Quý I năm 2002 đến Quý IV năm 2016.

Hình 4.2. Kiểm định CUSUMSQ của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động

tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu

Nguồn: Phần mềm Eviews 9.0

4.3.2. Biến động tỷ giá thực

Trong phần này luận văn trình bày kết quả ước lượng mô hình ARDL với biến

phụ thuộc là xuất khẩu và đại diện của biến độ biến động của tỷ giá hối đoái là tỷ

giá hối đoái thực có hiệu lực. Kết quả được trình bày trong bảng 4.7. Qua bảng 4.7

có thể thấy rằng, hệ số ước lượng của GDP và chỉ số giá xuất khẩu là dương và ở

mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này cho thấy rằng GDP và chỉ số giá xuất khẩu có

mối quan hệ cùng chiều với xuất khẩu trong dài hạn. Khi GDP và chỉ số giá xuất

khẩu gia tăng thì sẽ làm gia tăng xuất khẩu của Việt Nam. Phát hiện này tương đồng

với các bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy bởi Srinivasan và Kalaivani (2013),

Asteriou và các cộng sự (2016).

Bảng 4.7. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá

thực có hiệu lực và xuất khẩu

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Lgdp 1.232134 0.051273 24.030843 0.0000

Lexprice 10.009443 2.722743 3.676235 0.0007

Reervol -2.100249 0.483288 -4.345747 0.0001

C -62.345880 13.871348 -4.494580 0.0001

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0

Ngược lại với ảnh hưởng của GDP và chỉ số giá xuất khẩu, độ biến động tỷ giá

hối đoái được đại diện bởi tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực lại cho thấy tác động

ngược chiều đến xuất khẩu trong dài hạn ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này có

nghĩa là khi tỷ giá hối đoái của Việt Nam càng biến động thì sẽ càng làm giảm xuất

khẩu của Việt Nam trong dài hạn. Kết quả này tương tự với các phát hiện của Clark

(1973), Baron (1976), Hooper và Kohlhagen (1978), Broll (1994), Wolf (1995) và

Vinh và các cộng sự (2017). Có thể thấy rằng sự biến động của tỷ giá hối đoái càng

lớn thì cho thấy quốc gia này đang đối mặt với nhiều rủi ro cho nên thay đổi chính

sách tỷ giá hối đoái đáng kể, cho nên khi đó các đối tác của Việt Nam (những nhà

nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam) sẽ trở nên e ngại khi giao dịch với Việt Nam.

Mặt khác, sự biến động trong tỷ giá hối đoái của Việt Nam sẽ làm gia tăng phần bù

rủi ro của các đối tác giao dịch với Việt Nam và do đó làm gia tăng chi phí giao

dịch giữa các nhà xuất khẩu Việt Nam và đối tác nhập khẩu (Arize và các cộng sự,

2000; Srinivasan và Kalaivani, 2013). Kết quả là trong dài hạn sẽ làm giảm xuất

khẩu của Việt Nam nếu tỷ giá hối đoái cứ tiếp tục có sự biến động cao.

Tuy nhiên, khi xét đến mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá hối đoái

được đo lường bởi tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực và xuất khẩu của Việt Nam thì có

thể thấy rằng hệ số ước lượng ngắn hạn của biến số tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực

ở 02 tháng trước là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Điều này cho

thấy rằng độ biến động của tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực trong 03 tháng trước sẽ

có tác động cùng chiều đến xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn. Kết quả này

tương tự với phát hiện của Vinh và các cộng sự (2017) đã tìm thấy trong nghiên cứu

của các tác giả khi nghiên cứu tại Việt Nam.

Bảng 4.8. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá

thực có hiệu lực và xuất khẩu

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(lxk(-1)) -0.416861 0.119837 -3.478576 0.0012

D(lxk(-2)) -0.314691 0.122694 -2.564850 0.0141

D(lxk(-3)) -0.345343 0.103007 -3.352619 0.0017

D(lgdp) 0.427768 0.104257 4.103000 0.0002

D(lexprice) 1.055443 0.184820 5.710666 0.0000

D(lexprice(-1)) -0.899375 0.226415 -3.972235 0.0003

D(lexprice(-2)) -0.443967 0.201517 -2.203124 0.0333

D(lexprice(-3)) -0.774066 0.187754 -4.122772 0.0002

D(reervol) 0.270294 0.228472 1.183055 0.2436

D(reervol(-1)) -0.606996 0.435733 -1.393046 0.1711

D(reervol(-2)) 0.660388 0.245529 2.689656 0.0103

-0.347176 0.092961 -3.734625 0. Cointeq(-1) 0006

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0

Có thể giải thích sự khác biệt của phát hiện này so với mối quan hệ trong dài

hạn là có thể do hiệu ứng thu nhập lấn át hiệu ứng thay thế (De Grauwe, 1988).

Trong khi hiệu ứng thay thế có thể làm cho các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro của Việt

Nam giảm các hoạt động xuất khẩu vì lợi ích biên của hoạt động xuất khẩu giảm

xuống, thì hiệu ứng thu nhập lại thúc đẩy các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro của Việt

Nam gia tăng xuất khẩu nhằm né tránh sự sụt giảm đáng kể của doanh thu ở trong

tương lai gần.

Hình 4.3. Kiểm định CUSUM của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ

giá hối đoái thực có hiệu lực và xuất khẩu

Nguồn: Phần mềm Eviews 9.0

Điều này có thể do các doanh nghiệp gia tăng hoạt động xuất khẩu vì họ đánh

giá rằng thị trường trong tương lai sẽ xấu đi bởi những biến động không lường trước

được của tỷ giá hối đoái (Kroner và Lastrapes, 1993; Egert và các cộng sự, 2008).

Do đó, các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro này sẽ cố gắng giao dịch tại thời điểm hiện

tại và cố gắng tối đa hóa lợi nhuận để bù đắp cho những tổn thất bất ngờ có thể xảy

ra trong tương lai. Cho nên trong ngắn hạn, hiệu ứng thu nhập có thể lấn át hiệu ứng

thay thế, và kết quả là doanh nghiệp sẽ xuất khẩu nhiều hơn cũng như xuất khẩu của

Việt Nam cũng gia tăng.

Hình 4.4. Kiểm định CUSUMSQ của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động

tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực và xuất khẩu

Nguồn: Phần mềm Eviews 9.0

Để khẳng định kết quả hồi quy từ mô hình ARDL là phù hợp và đáng tin cậy,

luận văn sử dụng kiểm định CUSUM và CUSUMSQ để kiểm tra tính ổn định của

mô hình và được thể hiện trong hình 4.3 và 4.4. Hình 4.3 thể hiện kết quả kiểm định

CUSUM cho thấy tổng tích lũy phần dư đệ quy nằm trong dải cộng trừ ý nghĩa

thống kê 5% ở tất cả bảy đối tương nghiên cứu.

Tương tự vậy, hình 4.4 thể hiện kết quả kiểm định CUSUMSQ cho thấy rằng

mô hình tương đối ổn định. Do đó có thể nói hàm hồi quy mà luận văn thu được

là ổn định trong thời kỳ nghiên cứu từ Quý I năm 2002 đến Quý IV năm 2016.

4.4. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá thực và

nhập khẩu

Đồng thời trong phần này luận văn trình bày kết quả ước lượng mô hình ARDL

với biến phụ thuộc là nhập khẩu và đại diện của biến độ biến động của tỷ giá hối

đoái là tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực. Kết quả được trình bày trong bảng 4.9. Qua

bảng 4.9 có thể thấy rằng, tương tự với trong trường hợp xuất khẩu, hệ số ước lượng

của GDP và chỉ số giá nhập khẩu là dương và ở mức ý nghĩa thống kê 5%. Điều này

cho thấy rằng GDP và chỉ số giá nhập khẩu có mối quan hệ cùng chiều với nhập

khẩu trong dài hạn. Khi GDP và chỉ số giá nhập khẩu gia tăng thì sẽ làm gia tăng

nhập khẩu của Việt Nam. Phát hiện này tương đồng với các bằng chứng thực

nghiệm được tìm thấy bởi Asteriou và các cộng sự (2016).

Bảng 4.9. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá

thực có hiệu lực và nhập khẩu

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Lgdp 0.980800 0.052029 18.851129 0.0000

Limprice 3.006578 1.211266 2.482179 0.0162

Reervol -0.874103 0.531711 -1.643946 0.1060

C -21.650965 6.330474 -3.420117 0.0012

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0

Đồng thời hệ số của biến số biến động tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực là âm

tương tự trong trường hợp xuất khẩu, nhưng lại không có ý nghĩa thống kê ở mức ý

nghĩa 10%. Điều này cho thấy rằng tác động của độ biến động tỷ giá hối đoái đến

nhập khẩu không có ý nghĩa thống kê trong dài hạn. Tuy nhiên khi phân tích mối

quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến số này (kết quả được trình bày trong bảng

4.10), có thể thấy rằng trong ngắn hạn độ biến động tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực

thể hiện ảnh hưởng ngược chiều đến nhập khẩu của Việt Nam ở mức ý nghĩa thống

kê 10%. Kết quả này cho thấy rằng trong ngắn hạn, khi độ biến động tỷ giá hối đoái

càng cao thì sẽ càng làm giảm nhập khẩu của Việt Nam. Đối với mối quan hệ giữa

biến động tỷ giá danh nghĩa và nhập khẩu, ta thấy kết quả kiểm tra là không có

đồng liên kết nên ta không có xét mối quan hệ này

Bảng 4.10. Kết quả ƣớc lƣợng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá

thực có hiệu lực và nhập khẩu

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(lgdp) 0.403304 0.100165 4.026407 0.0002

D(limprice) 1.236302 0.439635 2.812109 0.0068

D(reervol) -0.359431 0.197783 -1.817300 0.0747

Cointeq(-1) -0.411199 0.100191 -4.104160 0.0001

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Eviews 9.0

Để khẳng định kết quả hồi quy từ mô hình ARDL là phù hợp và đáng tin cậy,

luận văn sử dụng kiểm định CUSUM và CUSUMSQ để kiểm tra tính ổn định của

mô hình và được thể hiện trong hình 4.5 và 4.6. Hình 4.5 thể hiện kết quả kiểm định

CUSUM cho thấy tổng tích lũy phần dư đệ quy nằm trong dải cộng trừ ý nghĩa

thống kê 5% ở tất cả bảy đối tương nghiên cứu.

Hình 4.5. Kiểm định CUSUM của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ

giá hối đoái thực có hiệu lực và nhập khẩu

Nguồn: Phần mềm Eviews 9.0

Tương tự vậy, hình 4.6 thể hiện kết quả kiểm định CUSUMSQ cho thấy rằng

mô hình tương đối ổn định. Do đó có thể nói hàm hồi quy mà luận văn thu

được là ổn định trong thời kỳ nghiên cứu từ Quý I năm 2002 đến Quý IV năm

2016.

Hình 4.6. Kiểm định CUSUMSQ của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động

tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực và nhập khẩu

Nguồn: Phần mềm Eviews 9.0

4.5. Tóm tắt kết quả nghiên cứu

Sau khi thực hiện các kiểm định có liên quan đến chuỗi thời gian bao gồm kiểm

định nghiệm đơn vị, kiểm định tính đồng liên kết và tiến hành hồi quy mô hình

nghiên cứu thông qua mô hình ARDL, luận văn đạt được một số kết quả như sau:

Độ biến động tỷ giá hối đoái được đo lường thông qua tỷ giá hối đoái danh

nghĩa có hiệu lực và tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực đều có tác động đáng kể đến

xuất khẩu của Việt Nam trong dài hạn, đồng thời ảnh hưởng này là ảnh hưởng

ngược chiều. Khi đó độ biến động tỷ giá hối đoái trong dài hạn sẽ làm giảm xuất

khẩu của Việt Nam. Tuy nhiên, trong ngắn hạn, độ biến động tỷ giá hối đoái lại có

mối quan hệ cùng chiều với xuất khẩu của Việt Nam. Nói cách khác, độ biến động

tỷ giá hối đoái sẽ làm gia tăng xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn.

Trái ngược với ảnh hưởng đến xuất khẩu, độ biến động tỷ giá hối đoái thực có

hiệu lực không có tác động đáng kể đến nhập khẩu của Việt Nam trong dài hạn.

Nhưng trong ngắn hạn, độ biến động tỷ giá hối đoái có tác động cùng chiều đến

nhập khẩu của Việt Nam. Khi đó độ biến động tỷ giá hối đoái sẽ làm gia tăng nhập

khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn.

Có thể thấy rằng kết quả hồi quy ảnh hưởng của độ biến động của tỷ giá hối

đoái đến xuất khẩu của Việt Nam đến các đối tác thương mại đều tương đồng với

nhau khi luận văn sử hai đại diện cho tỷ giá hối đoái bao gồm tỷ giá hối đoái danh

nghĩa có hiệu lực và tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực. Tuy nhiên, đối với tác động

của độ biến động tỷ giá hối đoái đến nhập khẩu của Việt Nam từ các đối tác thương

mại thì chỉ có đại diện tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực là có đáng kể đến nhập khẩu

Việt Nam. Điều này cho thấy rằng đối với các nhà nhập khẩu của Việt Nam quan

tâm đến lạm phát của Việt nam so với các đối tác thương mại quốc tế bởi lẽ lạm

phát sẽ ảnh hưởng đến giá cũng như khối lượng giao dịch.

Ngoài ra thu nhập nội địa, chỉ số giá xuất khẩu và chỉ số giá nhập khẩu đều có

ảnh hưởng cùng chiều đến xuất khẩu và nhập khẩu của Việt Nam trong cả dài hạn

và ngắn hạn.

CHƢƠNG 5. KẾT LUẬN

5.1. Kết luận

Với mục tiêu xem xét mối quan hệ giữa độ biến động tỷ giá hối đoái và xuất

khẩu và nhập khẩu của Việt Nam, luận văn sử dụng dữ liệu được thu thập bởi IMF,

GSO và DataStream trong giai đoạn Quý I năm 2002 đến Quý IV năm 2016. Trong

đó, luận văn đo lường độ biến động tỷ giá hối đoái bằng cách tính toán độ lệch

chuẩn của tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực và tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực

trong 12 tháng trước. Đồng thời, sử dụng mô hình ARDL để hồi quy mối quan hệ

giữa độ biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu và nhập khẩu của Việt Nam theo sự

đề nghị của Asteriou và các cộng sự (2016).

Qua đó, luận văn tìm thấy rằng, độ biến động tỷ giá hối đoái có mối quan hệ

ngược chiều với xuất khẩu của Việt Nam trong dài hạn, nhưng lại thể hiện mối quan

hệ cùng chiều với xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn. Điều này cho thấy rằng

trong dài hạn, tỷ giá hối đoái của Việt Nam càng biến động thì sẽ càng làm giảm

xuất khẩu của Việt Nam. Ngược lại, trong ngắn hạn khi tỷ giá hối đoái của Việt

Nam càng biến động thì sẽ làm gia tăng xuất khẩu của Việt Nam do lúc này hiệu

ứng thu nhập lấn át hiệu ứng thay thế làm cho các nhà xuất khẩu có e ngại rủi ro sẽ

đẩy nhanh xuất khẩu để gia tăng lợi nhuận nhằm mục đích bù đắp phần tổn thất bất

thường trong tương lai.

Bên cạnh đó, độ biến động tỷ giá hối đoái có mối quan hệ trong dài hạn với

nhập khẩu nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, trong ngắn hạn, độ biến

động tỷ giá hối đoái cho thấy tác động ngược chiều với nhập khẩu của Việt Nam.

Nói cách khác, khi tỷ giá hối đoái của Việt Nam càng biến động thì sẽ càng làm

giảm nhập khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn.

Ngoài ra, chỉ số giá xuất khẩu, chỉ số giá nhập khẩu và tổng sản lượng quốc nội

đều có mối quan hệ đồng biến với xuất khẩu và nhập khẩu trong dài hạn.

5.2. Khuyến nghị

Từ các kết quả đạt được, luận văn đưa ra một số khuyến nghị đối với chính phủ

Việt Nam:

- Đầu tiên, nếu mục tiêu của Việt Nam là cải thiện xuất khẩu trong dài hạn thì

không nên thay đổi quá nhiều chính sách tỷ giá hối đoái của Việt Nam nhằm tránh

việc tỷ giá hối đoái của Việt Nam biến động quá nhiều. Bởi lẽ tỷ giá hối đoái Việt

Nam càng biến động thì sẽ có thể làm cho các đối tác của Việt Nam e ngại và không

sẵn lòng hợp tác giao dịch. Đồng thời các đối tác của Việt Nam có thể yêu cầu gia

tăng chi phí giao dịch để bù đắp rủi ro từ sự biến động tỷ giá hối đoái.

- Thứ hai, nếu trong ngắn hạn Việt Nam muốn cải thiện xuất khẩu thì cân nhắc

xem xét thay đổi tỷ giá hối đoái để thúc đẩy các doanh nghiệp xuất khẩu trong ngắn

hạn. Tuy nhiên cũng cần phải nghiên cứu kỹ lưỡng bối cảnh thực tế có phù hợp để

thay đổi tỷ giá hối đoái hay không nhằm tránh việc gây ra các hệ lụy cho nền kinh tế

không cần thiết.

- Thứ ba, nếu mục tiêu của Việt Nam muốn hạn chế nhập khẩu thì không nên

tốn quá nhiều công sức để thay đổi chính sách tỷ giá hối đoái bởi lẽ chính sách tỷ

giá hối đoái chưa thật sự có ảnh hưởng đến nhập khẩu trong dài hạn. Nhưng nếu

mục tiêu đó là trong ngắn hạn thì Việt Nam cân nhắc thay đổi chính sách tỷ giá hối

đoái để giảm thiểu nhập khẩu của Việt Nam. Tuy nhiên cũng cần phải nghiên cứu

kỹ lưỡng bối cảnh thực tế có phù hợp để thay đổi tỷ giá hối đoái hay không nhằm

tránh việc gây ra các hệ lụy cho nền kinh tế không cần thiết.

- Cuối cùng, ngoài thay đổi chính sách tỷ giá hối đoái, Việt Nam cũng có thể

thay đổi chỉ số giá nhập khẩu và xuất khẩu cũng như cố gắng tăng trưởng kinh tế để

có thể gia tăng xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu.

5.3. Hạn chế đề tài và hƣớng nghiên cứu tiếp theo

Mặc dù luận văn có nhiều cố gắng và nỗ lực trong việc thu thập số liệu và hồi

quy mối quan hệ giữa độ biến động tỷ giá và xuất khẩu và nhập khẩu Việt Nam

trong giai đoạn Quý I năm 2002 đến Quý IV năm 2016. Nhưng luận văn vẫn tồn tại

một số hạn chế khi nghiên cứu đề tài này. Các hạn chế này bao gồm:

Thứ nhất, giai đoạn nghiên cứu mà luận văn tiếp cận từ 2002 đến 2016 theo

quý, số lượng quan sát vẫn chưa thật sự đủ lớn để tìm thấy rõ được mối quan hệ

giữa độ biến động tỷ giá và xuất khẩu và nhập khẩu Việt Nam.

Thứ hai, các biến số được sử dụng trong mô hình nghiên cứu chủ yếu được luận

văn tham khảo dựa vào nghiên cứu của Asteriou và các cộng sự (2016). Do đó vẫn

còn nhiều biến số khác có thể ảnh hưởng xuất khẩu và nhập khẩu mà chưa được

luận văn đưa vào mô hình nghiên cứu.

Thứ ba, với lý do khách quan khi không tồn tại hiệu ứng ARCH cho nên luận

văn không thể đo lường độ biến động tỷ giá hối đoái bởi mô hình ARCH –

GARCH. Do đó luận văn bắt buộc phải sử dụng cách đo lường độ lệch chuẩn tỷ giá

hối đoái để đại diện cho mức độ biến động tỷ giá hối đoái. Tuy nhiên, phương pháp

đo lường này bị chỉ trích bởi các nhà nghiên cứu trước đây khi cho rằng phân phối

của độ biến động tỷ giá hối đoái đo lường như thế này sẽ là phân phối chệch

(skewed distribution).

Thứ tư, trong giai đoạn nghiên cứu từ Quý I năm 2002 đến Quý IV năm 2016,

Việt Nam nói riêng và thế giới nói chung đều phải trải qua cuộc khủng hoảng tài

chính toàn cầu năm 2007 – 2008. Do đó, có thể tồn tại ảnh hưởng tiềm tàng của

cuộc khủng hoảng này đến kết quả hồi quy cũng như các biến số trong mô hình

nghiên cứu.

Từ các hạn chế đề tài này, luận văn đưa ra một số hướng nghiên cứu tiếp theo

như các nghiên cứu sau này cố gắng thu thập số liệu theo tháng để gia tăng số quan

sát của mô hình nghiên cứu từ đó gia tăng tính chính xác và phù hợp của kết quả

nghiên cứu hơn. Ngoài ra, các nghiên cứu sau này có thể xem xét các biến số khác

có ảnh hưởng đến xuất khẩu và nhập khẩu và đưa vào mô hình nghiên cứu để có thể

phân tích đầy đủ ảnh hưởng của các yếu tố đến xuất khẩu và nhập khẩu. Bên cạnh

đó, các nghiên cứu sau này có thể sử dụng các mô hình phi tuyến để đo lường mối

quan hệ giữa độ biến động tỷ giá và xuất khẩu và nhập khẩu Việt Nam.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Abdur R. Chowdhury, (1993). Does Exchange Rate Volatility Depress Trade

Flows? Evidence from Error- Correction Models. The Review of Economics and

Statistics Vol. 75, No. 4 (Nov., 1993). 700-706.

Bahmani-Oskooee, M., & Xi., (2011). Exchange rate volatility and domestic

consumption: a multicountry analysis. Journal of Post Keynesian Economics, 319-

330.

Bailey M.- Tavlas G. – Ulan, (1986). Exchange Rate Variability And Trade

Performance: Evidence For The Big Seven Industrial Countries. Weltwirts

chaftliches Archive 122(3). 465-477

Broll, U., Eckwert, B., (1999). Exchange rate volatility and international trade.

South. Econ. J.66, 178–185.

Cushman, David O. (1983). The Effects of Real Exchange Rate Risk on

International Trade. Journal of International Economics. 43-63

Cho, G., Sheldon, I.M., & McCorriston, S. (2002). Exchange rate uncertainty and

agricultural trade. American Journal of Agricultural Economics, 84, 4, 931–942

Dell'Ariccia, G. (1999). Exchange rate ﬂuctuations and trade ﬂows:

evidence from the European Union. IMF Staff. Pap. 46 (3), 315–334.

Dimitrios Asteriou a, Kaan Masatci b, Keith Pılbeam. 2016. Exchange rate volatility

and international trade: International evidence from the MINT countries. Economic

Modelling (58).

Hall, S.G.H., Swamy, P., Tavlas, G., Ulas, M., 2010. Exchange rate volatility and

export performance: do emerging market economies resemble industrialized

countries or other developing countries? Economic Model. 27, 1514–1521

Haile, M.G., Pugh, G., 2013. Does exchange rate volatility discourage international

trade? A meta-regression analysis. J. Int. Trade Economic. Dev. 22, 321–350.

Ivan T. Kandilov. (2008). The Effects of Exchange Rate Volatility on Agricultural

Trade. American Journal of Agricultural Economics, Vol. 90, No. 4, pp. 1028-1043.

Junwook Chi, Seu Keow Cheng. (2015). Do exchange rate volatility and income

affect Australia’s maritime export flows to Asia?. Transport Policy 47,13-21

Kyriacos Aristotelous. (2001). Exchange-rate volatility, exchange-rate regime, and

trade volume: evidence from the UK–US export function (1889–1999). Economics

Letters 72 (2001) 87–94

M. A. Akhtar and A. Spence Hilton. (1984). Exchange Rate Uncertainty and

International Trade: Some Conceptual Issues and New Estimates for Germany and

the United States. Federal Reserve Bank of New York. Research Paper No. 8403,

May 1984.

MohsenBahmani-Oskooee (2013). The effects of exchange-rate volatility on

commodity trade between the U.S. and Brazil. The North American Journal of

Economics and Finance. 70-93

Michael D. McKenzie, Robert D. Brooks, (1997). The impact of exchange rate

volatility on German-US trade flows. Journal of International Financial Markets,

Institutions and Money .73-87

Michael DMckenzie,(1998). The impact of exchange rate volatility on Australian

trade flows. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money.

21-38

Mungami, (2012). The effects of exchange rate liberalization on the balance of

payment of a developing country: a case of Kenya. Unpublished MBA Thesis,

Kenyatta University

Qian, Y. and Varangis, (1994). Does Exchange-Rate Volatility Hinder Export

Growth?: Additional Evidence. Empirical Economics, vol. 98, p. 138-148.

Padma Gotur,(1985). Effects of Exchange Rate Volatility on Trade. Staff Papers -

International Monetary Fund. 475-512

Peter Hooper∗Steven W.Kohlhagen, (1978). The effect of exchange rate uncertainty

on the prices and volume of international trade. Journal of International Economics.

483-511.

Sekantsi, (2009). The impact of real exchange rate volatility on South African

exports to the United States (U.S.): a bounds test approach. Journal of Emerging

Trends in Economics and Management Sciences (JETEMS) 2 (3). 146-155

Susan Pozo, (1992). Conditional Exchange-Rate Volatility and the Volume of

International Trade: Evidence from the Early 1900s. The Review of Economics and

Statistics. Vol. 74, No. 2. 325-329

Sauer, C., Bohara, (2001). Exchange rate volatility and exports: regional

differences be- tween developing and industrialized countries. Rev. Int.

Econ. 9 (1), 133–152

Taufiq Choudhry and Syed Hassan. (2015). Exchange rate volatility and UK

imports from developing countries: The effect of the global financial crisis. Journal

of International Financial Markets, Institutions and Money, 89-101

YUEN-LING, N., WAI-MUN, (2008). Real Exchange Rate and Trade Balance

Relationship: An Empirical Study on Malaysia. International Journal of Business

and Management, 3(8).130-137.

Yusaku Nishimura and Kenjiro Hirayama, (2013). Does exchange rate volatility

deter Japan-China trade? Evidence from pre- and post-exchange rate reform in

China. Japan and the World Economy, 90-101.

PHỤ LỤC

KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG

BIẾN XUẤT KHẨU

Null Hypothesis: LXK has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 8 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.437944 -4.148465 -3.500495 -3.179617

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LXK) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 10:53 Sample (adjusted): 2004Q2 2016Q4 Included observations: 51 after adjustments

Prob.* 0.3565

Coefficient

t-Statistic

Prob.

0.0193 0.5075 0.0293 0.6569 0.0317 0.3891 0.0770 0.3637 0.0041 0.0184 0.0232

-2.437944 0.668751 2.260563 0.447516 2.225511 0.870664 -1.815371 -0.918891 3.042658 2.458685 2.361099

Variable LXK(-1) D(LXK(-1)) D(LXK(-2)) D(LXK(-3)) D(LXK(-4)) D(LXK(-5)) D(LXK(-6)) D(LXK(-7)) D(LXK(-8)) C @TREND("2002Q1")

Std. Error 0.147101 0.158302 0.151983 0.138813 0.133290 0.140635 0.133219 0.130043 0.123011 3.463055 0.006415

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

-0.358623 0.105865 0.343568 0.062121 0.296637 0.122446 -0.241842 -0.119495 0.374281 8.514564 0.015147 0.596832 Mean dependent var 0.496040 S.D. dependent var 0.053521 Akaike info criterion 0.114582 Schwarz criterion 83.14063 Hannan-Quinn criter. 5.921429 Durbin-Watson stat 0.000020

0.042651 0.075393 -2.829044 -2.412376 -2.669823 1.922760

Null Hypothesis: D(LXK) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 7 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.712975 -3.565430 -2.919952 -2.597905

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LXK,2) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 10:53 Sample (adjusted): 2004Q2 2016Q4 Included observations: 51 after adjustments

Prob.* 0.0788

Prob.

Std. Error

t-Statistic

0.0096 0.7533 0.4049 0.5880 0.2709 0.2951 0.4209 0.0055 0.0225

Coefficient -1.218939 0.125010 0.286523 0.168930 0.312626 0.247926 -0.156715 -0.361870 0.050691

0.449300 0.395201 0.340507 0.309411 0.280211 0.233819 0.192818 0.123734 0.021388

-2.712975 0.316320 0.841462 0.545974 1.115682 1.060334 -0.812762 -2.924588 2.370054

Variable D(LXK(-1)) D(LXK(-1),2) D(LXK(-2),2) D(LXK(-3),2) D(LXK(-4),2) D(LXK(-5),2) D(LXK(-6),2) D(LXK(-7),2) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.816684 Mean dependent var 0.781767 S.D. dependent var 0.056333 Akaike info criterion 0.133284 Schwarz criterion 79.28512 Hannan-Quinn criter. 23.38909 Durbin-Watson stat 0.000000

-0.003235 0.120588 -2.756279 -2.415369 -2.626007 1.936081

BIẾN NHẬP KHẨU

Null Hypothesis: LNK has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 5 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -1.679096 -3.557472 -2.916566 -2.596116

1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNK) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 10:53 Sample (adjusted): 2003Q3 2016Q4 Included observations: 54 after adjustments

Prob.* 0.4360

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

-0.028777 0.183632 -0.233866 -0.450007 0.311750 -0.524262 0.794037

0.017138 0.123273 0.117464 0.099096 0.119381 0.124038 0.434073

-1.679096 1.489636 -1.990958 -4.541120 2.611389 -4.226617 1.829268

0.0998 0.1430 0.0523 0.0000 0.0121 0.0001 0.0737

Variable LNK(-1) D(LNK(-1)) D(LNK(-2)) D(LNK(-3)) D(LNK(-4)) D(LNK(-5)) C

0.038747 0.116725 -2.209910 -1.952079 -2.110475 1.950087

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.629345 Mean dependent var 0.582027 S.D. dependent var 0.075464 Akaike info criterion 0.267653 Schwarz criterion 66.66757 Hannan-Quinn criter. 13.30042 Durbin-Watson stat 0.000000

Null Hypothesis: D(LNK) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 5 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.152958 -2.609324 -1.947119 -1.612867

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNK,2) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 10:53 Sample (adjusted): 2003Q4 2016Q4 Included observations: 53 after adjustments

Prob.* 0.0313

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

-2.152958 -0.118649 -0.986735 -2.449311 0.774989 -2.376550

-0.510440 -0.026035 -0.208815 -0.413279 0.120652 -0.327949

0.237088 0.219428 0.211622 0.168733 0.155682 0.137994

0.0365 0.9061 0.3288 0.0181 0.4422 0.0216

Variable D(LNK(-1)) D(LNK(-1),2) D(LNK(-2),2) D(LNK(-3),2) D(LNK(-4),2) D(LNK(-5),2)

0.003084 0.192715 -1.984576 -1.761524 -1.898801

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

0.823906 Mean dependent var 0.805172 S.D. dependent var 0.085063 Akaike info criterion 0.340079 Schwarz criterion 58.59127 Hannan-Quinn criter. 2.107362

BIẾN SẢN LƯỢNG QUỐC NỘI

Null Hypothesis: LGDP has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -0.759919 -4.124265 -3.489228 -3.173114

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LGDP) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 10:59 Sample (adjusted): 2002Q3 2016Q4 Included observations: 58 after adjustments

Prob.* 0.9632

Std. Error

Prob.

Coefficient -0.069766 -0.301244 2.325705 0.002391

0.091807 0.139700 2.975954 0.003833

0.4506 0.0355 0.4379 0.5353

Variable LGDP(-1) D(LGDP(-1)) C @TREND("2002Q1")

t-Statistic -0.759919 -2.156363 0.781499 0.623948

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.138816 Mean dependent var 0.090972 S.D. dependent var 0.056772 Akaike info criterion 0.174048 Schwarz criterion 86.15877 Hannan-Quinn criter. 2.901450 Durbin-Watson stat 0.043140

0.036296 0.059545 -2.833061 -2.690962 -2.777711 2.060949

Null Hypothesis: D(LGDP) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -10.54664 -3.548208 -2.912631 -2.594027

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LGDP,2) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 10:59 Sample (adjusted): 2002Q3 2016Q4 Included observations: 58 after adjustments

Prob.* 0.0000

t-Statistic

Prob.

Variable

Coefficient

Std. Error

-1.331436 0.048457

-10.54664 5.527150

0.0000 0.0000

D(LGDP(-1)) C

0.126243 0.008767

-0.000397 0.097097 -2.868658 -2.797608 -2.840983 2.078291

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.665135 Mean dependent var 0.659155 S.D. dependent var 0.056687 Akaike info criterion 0.179953 Schwarz criterion 85.19108 Hannan-Quinn criter. 111.2317 Durbin-Watson stat 0.000000

BIẾN CHỈ SỐ GIÁ NHẬP KHẨU

Null Hypothesis: LIMPRICE has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -5.464872 -3.546099 -2.911730 -2.593551

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LIMPRICE) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 11:00 Sample (adjusted): 2002Q2 2016Q4 Included observations: 59 after adjustments

Prob.* 0.0000

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

-0.687726 3.172743

0.125845 0.580613

-5.464872 5.464468

0.0000 0.0000

Variable LIMPRICE(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.343808 Mean dependent var 0.332296 S.D. dependent var 0.035754 Akaike info criterion 0.072865 Schwarz criterion 113.8349 Hannan-Quinn criter. 29.86483 Durbin-Watson stat 0.000001

-0.000132 0.043755 -3.791015 -3.720590 -3.763524 1.994949

BIẾN CHỈ SỐ GIÁ XUẤT KHẨU

Null Hypothesis: LEXPRICE has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -5.716918 -3.548208 -2.912631 -2.594027

Prob.* 0.0000

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LEXPRICE) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 11:01 Sample (adjusted): 2002Q3 2016Q4 Included observations: 58 after adjustments

Coefficient

-0.783098 0.327230 3.618065

Prob. 0.0000 0.0122 0.0000

Variable LEXPRICE(-1) D(LEXPRICE(-1)) C

Std. Error 0.136979 0.126315 0.633015

t-Statistic -5.716918 2.590587 5.715605

-0.000686 0.050844 -3.504590 -3.398015 -3.463077 1.969933

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.375346 Mean dependent var 0.352631 S.D. dependent var 0.040909 Akaike info criterion 0.092045 Schwarz criterion 104.6331 Hannan-Quinn criter. 16.52435 Durbin-Watson stat 0.000002

BIẾN ĐỘ BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI DANH NGHĨA CÓ HIỆU LỰC

Null Hypothesis: NEERVOL has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -2.238441 -3.546099 -2.911730 -2.593551

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(NEERVOL) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 11:01 Sample (adjusted): 2002Q2 2016Q4 Included observations: 59 after adjustments

Prob.* 0.1953

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

-2.238441 2.064969

-0.157223 0.005314

0.070238 0.002573

0.0291 0.0435

Variable NEERVOL(-1) C

0.000213 0.009497 -6.509171 -6.438746 -6.481680 1.453484

0.080803 Mean dependent var 0.064676 S.D. dependent var 0.009185 Akaike info criterion 0.004809 Schwarz criterion 194.0205 Hannan-Quinn criter. 5.010616 Durbin-Watson stat 0.029114

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

Null Hypothesis: D(NEERVOL) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -6.110007 -2.605442 -1.946549 -1.613181

1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(NEERVOL,2) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 11:01 Sample (adjusted): 2002Q3 2016Q4 Included observations: 58 after adjustments

t-Statistic

Coefficient

-6.110007

-0.786123

Variable D(NEERVOL(-1))

Std. Error 0.128662

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

0.395562 Mean dependent var 0.395562 S.D. dependent var 0.009295 Akaike info criterion 0.004925 Schwarz criterion 189.5435 Hannan-Quinn criter. 1.904010

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 -0.000210 0.011956 -6.501500 -6.465975 -6.487662

BIẾN ĐỘ BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC CÓ HIỆU LỰC

Null Hypothesis: REERVOL has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 4 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.321025 -3.555023 -2.915522 -2.595565

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(REERVOL) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 11:01 Sample (adjusted): 2003Q2 2016Q4 Included observations: 55 after adjustments

Prob.* 0.1692

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Variable REERVOL(-1) D(REERVOL(-1)) D(REERVOL(-2)) D(REERVOL(-3)) D(REERVOL(-4)) C

-0.135606 0.746596 -0.110229 -0.404854 0.326796 0.013950

0.058425 0.133643 0.153081 0.149672 0.134156 0.007082

-2.321025 5.586513 -0.720070 -2.704940 2.435943 1.969827

0.0245 0.0000 0.4749 0.0094 0.0185 0.0545

0.000547 0.043464 -4.068751 -3.849769 -3.984069 1.896120

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.566053 Mean dependent var 0.521772 S.D. dependent var 0.030057 Akaike info criterion 0.044269 Schwarz criterion 117.8906 Hannan-Quinn criter. 12.78338 Durbin-Watson stat 0.000000

Null Hypothesis: D(REERVOL) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -6.390017 -2.606911 -1.946764 -1.613062

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(REERVOL,2) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 11:02 Sample (adjusted): 2003Q1 2016Q4 Included observations: 56 after adjustments

Prob.* 0.0000

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

-0.953402 0.562229 0.294542

0.149202 0.118712 0.131104

-6.390017 4.736057 2.246623

0.0000 0.0000 0.0289

Variable D(REERVOL(-1)) D(REERVOL(-1),2) D(REERVOL(-2),2)

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

0.477898 Mean dependent var 0.458196 S.D. dependent var 0.031530 Akaike info criterion 0.052690 Schwarz criterion 115.6625 Hannan-Quinn criter. 1.846927

3.09E-05 0.042836 -4.023659 -3.915158 -3.981594

KIỂM ĐỊNH TÍNH ĐỒNG LIÊN KẾT ĐỐI VỚI MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ

GIÁ HỐI ĐOÁI DANH NGHĨA CÓ HIỆU LỰC VÀ XUẤT KHẨU

ARDL Bounds Test Date: 10/05/17 Time: 11:02 Sample: 2003Q1 2016Q4 Included observations: 56 Null Hypothesis: No long-run relationships exist

Test Statistic

k 3

Value 14.50645

F-statistic Critical Value Bounds

Significance

10% 5% 2.5% 1%

I0 Bound 2.72 3.23 3.69 4.29

I1 Bound 3.77 4.35 4.89 5.61

Test Equation: Dependent Variable: D(LXK) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 11:02 Sample: 2003Q1 2016Q4 Included observations: 56

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

-0.132965 -0.091692 -0.290405 0.117865 -0.635726 -0.458248 -0.342412 1.186585 -2.524216 -1.411498 -0.972961 1.174050 3.410551 2.210830 2.394297 -27.44107 0.771460 4.051324 -4.104412 -0.680848

0.141275 0.126562 0.107456 0.181502 0.192893 0.168665 0.152624 0.190883 0.406719 0.272307 0.217562 0.875767 0.999616 0.919056 0.951441 3.810387 0.162147 0.543867 0.901545 0.146587

-0.941176 -0.724482 -2.702552 0.649386 -3.295748 -2.716909 -2.243498 6.216292 -6.206284 -5.183474 -4.472107 1.340596 3.411861 2.405546 2.516495 -7.201649 4.757791 7.449102 -4.552640 -4.644673

0.3529 0.4735 0.0104 0.5202 0.0022 0.0101 0.0311 0.0000 0.0000 0.0000 0.0001 0.1885 0.0016 0.0214 0.0164 0.0000 0.0000 0.0000 0.0001 0.0000

0.043608 0.078147 -2.914488 -2.191149 -2.634051 1.930449

Variable D(LXK(-1)) D(LXK(-2)) D(LXK(-3)) D(LGDP) D(LGDP(-1)) D(LGDP(-2)) D(LGDP(-3)) D(LEXPRICE) D(LEXPRICE(-1)) D(LEXPRICE(-2)) D(LEXPRICE(-3)) D(NEERVOL) D(NEERVOL(-1)) D(NEERVOL(-2)) D(NEERVOL(-3)) C LGDP(-1) LEXPRICE(-1) NEERVOL(-1) LXK(-1) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.740842 Mean dependent var 0.604064 S.D. dependent var 0.049173 Akaike info criterion 0.087048 Schwarz criterion 101.6057 Hannan-Quinn criter. 5.416391 Durbin-Watson stat 0.000007

KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI DANH

NGHĨA CÓ HIỆU LỰC ĐẾN XUẤT KHẨU TRONG NGẮN HẠN VÀ DÀI

HẠN

ARDL Cointegrating And Long Run Form Dependent Variable: LXK Selected Model: ARDL(4, 4, 4, 4) Date: 10/05/17 Time: 11:03 Sample: 2002Q1 2016Q4 Included observations: 56

Cointegrating Form

Coefficient

Std. Error

Prob.

0.141275 0.126562 0.107456 0.181502 0.160017 0.153061 0.152624 0.190883 0.251614 0.212893 0.217562 0.875767 1.258227 1.275600 0.951441 0.146587

0.3529 0.4735 0.0104 0.5202 0.2747 0.4541 0.0311 0.0000 0.0001 0.0467 0.0001 0.1885 0.3467 0.8864 0.0164 0.0000

-0.132965 -0.091692 -0.290405 0.117865 -0.177478 -0.115835 -0.342412 1.186585 -1.112719 -0.438536 -0.972961 1.174050 1.199721 -0.183467 2.394297 -0.680848

t-Statistic -0.941176 -0.724482 -2.702552 0.649386 -1.109122 -0.756791 -2.243498 6.216292 -4.422327 -2.059895 -4.472107 1.340596 0.953502 -0.143828 2.516495 -4.644673

Cointeq = LXK - (1.1331*LGDP + 5.9504*LEXPRICE -6.0284*NEERVOL -40.3043 )

Long Run Coefficients

Std. Error

Coefficient

Prob.

0.021007 1.145984 0.892570 5.615374

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

t-Statistic 53.939010 5.192402 -6.753961 -7.177488

Variable LGDP LEXPRICE NEERVOL C

1.133087 5.950412 -6.028385 -40.304279

KIỂM ĐỊNH TÍNH ĐỒNG LIÊN KẾT ĐỐI VỚI MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ

GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC CÓ HIỆU LỰC VÀ XUẤT KHẨU

ARDL Bounds Test Date: 10/05/17 Time: 11:11 Sample: 2003Q1 2016Q4 Included observations: 56 Null Hypothesis: No long-run relationships exist

Test Statistic

Value 10.88096

k 3

F-statistic Critical Value Bounds

Significance

10% 5% 2.5% 1%

I0 Bound 2.72 3.23 3.69 4.29

I1 Bound 3.77 4.35 4.89 5.61

Test Equation: Dependent Variable: D(LXK) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 11:11 Sample: 2003Q1 2016Q4 Included observations: 56

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

-0.459099 -0.311819 -0.370989 1.003945 -1.977407 -1.189429 -0.720790 0.255577 0.283353 0.390942 -19.83214 0.316599 3.389031 -0.600123 -0.253694

0.130791 0.134996 0.111913 0.200094 0.374805 0.266450 0.204907 0.249702 0.286184 0.253842 3.277073 0.112561 0.531159 0.157422 0.102058

-3.510184 -2.309838 -3.314982 5.017367 -5.275822 -4.463990 -3.517640 1.023528 0.990111 1.540099 -6.051784 2.812696 6.380448 -3.812180 -2.485799

0.0011 0.0260 0.0019 0.0000 0.0000 0.0001 0.0011 0.3121 0.3279 0.1312 0.0000 0.0075 0.0000 0.0005 0.0171

0.043608 0.078147 -2.854121 -2.311616 -2.643793 2.199635

Variable D(LXK(-1)) D(LXK(-2)) D(LXK(-3)) D(LEXPRICE) D(LEXPRICE(-1)) D(LEXPRICE(-2)) D(LEXPRICE(-3)) D(REERVOL) D(REERVOL(-1)) D(REERVOL(-2)) C LGDP(-1) LEXPRICE(-1) REERVOL(-1) LXK(-1) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.670895 Mean dependent var 0.558518 S.D. dependent var 0.051924 Akaike info criterion 0.110542 Schwarz criterion 94.91537 Hannan-Quinn criter. 5.970019 Durbin-Watson stat 0.000004

KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC CÓ

HIỆU LỰC ĐẾN XUẤT KHẨU TRONG NGẮN HẠN VÀ DÀI HẠN

ARDL Cointegrating And Long Run Form Dependent Variable: LXK Selected Model: ARDL(4, 0, 4, 3) Date: 10/05/17 Time: 11:11 Sample: 2002Q1 2016Q4 Included observations: 56

Cointegrating Form

Coefficient

Prob.

t-Statistic

-3.478576 -2.564850 -3.352619 4.103000 5.710666 -3.972235 -2.203124 -4.122772 1.183055 -1.393046 2.689656 -3.734625

-0.416861 -0.314691 -0.345343 0.427768 1.055443 -0.899375 -0.443967 -0.774066 0.270294 -0.606996 0.660388 -0.347176

0.0012 0.0141 0.0017 0.0002 0.0000 0.0003 0.0333 0.0002 0.2436 0.1711 0.0103 0.0006

Std. Error 0.119837 0.122694 0.103007 0.104257 0.184820 0.226415 0.201517 0.187754 0.228472 0.435733 0.245529 0.092961

Variable D(LXK(-1)) D(LXK(-2)) D(LXK(-3)) D(LGDP) D(LEXPRICE) D(LEXPRICE(-1)) D(LEXPRICE(-2)) D(LEXPRICE(-3)) D(REERVOL) D(REERVOL(-1)) D(REERVOL(-2)) CointEq(-1)

Cointeq = LXK - (1.2321*LGDP + 10.0094*LEXPRICE -2.1002*REERVOL -62.3459 )

Long Run Coefficients

Coefficient

Prob.

t-Statistic

24.030843 3.676235 -4.345747 -4.494580

0.0000 0.0007 0.0001 0.0001

1.232134 10.009443 -2.100249 -62.345880

Std. Error 0.051273 2.722743 0.483288 13.871348

Variable LGDP LEXPRICE REERVOL C

KIỂM ĐỊNH TÍNH ĐỒNG LIÊN KẾT ĐỐI VỚI MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ

GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC CÓ HIỆU LỰC VÀ NHẬP KHẨU

ARDL Bounds Test Date: 10/05/17 Time: 11:12 Sample: 2002Q2 2016Q4 Included observations: 59 Null Hypothesis: No long-run relationships exist

Test Statistic

Value 3.804296

k 3

F-statistic Critical Value Bounds

Significance

10%

I0 Bound 2.72

I1 Bound 3.77

5% 2.5% 1%

3.23 3.69 4.29

4.35 4.89 5.61

Test Equation: Dependent Variable: D(LNK) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 11:12 Sample: 2002Q2 2016Q4 Included observations: 59

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

-5.345662 0.363378 0.599266 -0.272763 -0.382013

2.980046 0.105981 0.490938 0.212876 0.104854

-1.793819 3.428697 1.220655 -1.281321 -3.643286

0.0784 0.0012 0.2275 0.2056 0.0006

0.045016 0.119416 -1.508269 -1.332206 -1.439541 2.375684

Variable C LGDP(-1) LIMPRICE(-1) REERVOL(-1) LNK(-1) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.219847 Mean dependent var 0.162058 S.D. dependent var 0.109313 Akaike info criterion 0.645261 Schwarz criterion 49.49393 Hannan-Quinn criter. 3.804296 Durbin-Watson stat 0.008511

KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC CÓ

HIỆU LỰC ĐẾN NHẬP KHẨU TRONG NGẮN HẠN VÀ DÀI HẠN

ARDL Cointegrating And Long Run Form Dependent Variable: LNK Selected Model: ARDL(1, 0, 0, 0) Date: 10/05/17 Time: 11:12 Sample: 2002Q1 2016Q4 Included observations: 59

Cointegrating Form

Std. Error

Prob.

0.100165 0.439635 0.197783 0.100191

0.0002 0.0068 0.0747 0.0001

Variable D(LGDP) D(LIMPRICE) D(REERVOL) CointEq(-1)

t-Statistic 4.026407 2.812109 -1.817300 -4.104160

Coefficient 0.403304 1.236302 -0.359431 -0.411199 Cointeq = LNK - (0.9808*LGDP + 3.0066*LIMPRICE -0.8741*REERVOL -21.6510 )

Long Run Coefficients

Std. Error

Prob.

Coefficient 0.980800 3.006578 -0.874103 -21.650965

0.052029 1.211266 0.531711 6.330474

0.0000 0.0162 0.1060 0.0012

Variable LGDP LIMPRICE REERVOL C

t-Statistic 18.851129 2.482179 -1.643946 -3.420117

KIỂM ĐỊNH TÍNH ĐỒNG LIÊN KẾT ĐỐI VỚI MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ

GIÁ HỐI ĐOÁI DANH NGHĨA CÓ HIỆU LỰC VÀ NHẬP KHẨU

ARDL Bounds Test Date: 10/05/17 Time: 11:13 Sample: 2002Q4 2016Q4 Included observations: 57 Null Hypothesis: No long-run relationships exist

Test Statistic

F-statistic

k 3

Value 2.181932

Critical Value Bounds

Significance

10% 5% 2.5% 1%

I0 Bound 2.72 3.23 3.69 4.29

I1 Bound 3.77 4.35 4.89 5.61

Test Equation: Dependent Variable: D(LNK) Method: Least Squares Date: 10/05/17 Time: 11:13 Sample: 2002Q4 2016Q4 Included observations: 57

t-Statistic

Prob.

-0.250858 2.759299 -0.511605 2.555839 -0.280251 -0.254362 -2.728874

0.8030 0.0081 0.6112 0.0137 0.7804 0.8003 0.0087

Coefficient -0.039685 0.396265 -1.417354 0.322306 -0.131750 -0.233096 -0.350359

Std. Error 0.158197 0.143611 2.770408 0.126106 0.470116 0.916395 0.128389

Variable D(LNK(-1)) D(LNK(-2)) C LGDP(-1) LIMPRICE(-1) NEERVOL(-1) LNK(-1)

0.041983 0.118425 -1.611437 -1.360536 -1.513928 1.687380

0.336533 Mean dependent var 0.256917 S.D. dependent var 0.102085 Akaike info criterion 0.521067 Schwarz criterion 52.92596 Hannan-Quinn criter. 4.226946 Durbin-Watson stat 0.001623

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

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

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

TRẦN THỊ THU HÀ

ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ LÊN

THƯƠNG MẠI QUỐC TẾ Ở VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh – 2018

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

TRẦN THỊ THU HÀ

ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ LÊN

THƯƠNG MẠI QUỐC TẾ Ở VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

PGS.TS. NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG

TP. Hồ Chí Minh – 2018

LỜI CAM ĐOAN

giá lên thương mại quốc tế của Việt Nam ” là công trình nghiên cứu khoa học độc

Trần Thị Thu Hà

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG

DANH MỤC CÁC HÌNH

CHƢƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI

1.5. Nội dung đề tài

1.6. Đóng góp đề tài

CHƢƠNG 2. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG

THỰC NGHIỆM

2.1. Tổng quan lý thuyết

2.2. Mối quan hệ giữa độ biến động tỷ giá và thƣơng mại

2.3. Tổng quan nghiên cứu trƣớc đây

CHƢƠNG 3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. Dữ liệu nghiên cứu

3.2. Mô hình nghiên cứu

3.3. Phƣơng pháp ƣớc lƣợng

CHƢƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Mô tả thống kê và ma trận tƣơng quan

4.2. Kiểm định nghiệm đơn vị và tính đồng liên kết

4.3. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất

khẩu

4.4. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá thực và

nhập khẩu

4.5. Tóm tắt kết quả nghiên cứu

CHƢƠNG 5. KẾT LUẬN

5.1. Kết luận

5.2. Khuyến nghị

5.3. Hạn chế đề tài và hƣớng nghiên cứu tiếp theo

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG

BIẾN XUẤT KHẨU

BIẾN NHẬP KHẨU

BIẾN SẢN LƯỢNG QUỐC NỘI

BIẾN CHỈ SỐ GIÁ NHẬP KHẨU

BIẾN CHỈ SỐ GIÁ XUẤT KHẨU

BIẾN ĐỘ BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI DANH NGHĨA CÓ HIỆU LỰC

BIẾN ĐỘ BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC CÓ HIỆU LỰC

KIỂM ĐỊNH TÍNH ĐỒNG LIÊN KẾT ĐỐI VỚI MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ

GIÁ HỐI ĐOÁI DANH NGHĨA CÓ HIỆU LỰC VÀ XUẤT KHẨU

KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI DANH

NGHĨA CÓ HIỆU LỰC ĐẾN XUẤT KHẨU TRONG NGẮN HẠN VÀ DÀI

HẠN

KIỂM ĐỊNH TÍNH ĐỒNG LIÊN KẾT ĐỐI VỚI MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ

GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC CÓ HIỆU LỰC VÀ XUẤT KHẨU

KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC CÓ

HIỆU LỰC ĐẾN XUẤT KHẨU TRONG NGẮN HẠN VÀ DÀI HẠN

KIỂM ĐỊNH TÍNH ĐỒNG LIÊN KẾT ĐỐI VỚI MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ

GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC CÓ HIỆU LỰC VÀ NHẬP KHẨU

KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG ẢNH HƯỞNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC CÓ

HIỆU LỰC ĐẾN NHẬP KHẨU TRONG NGẮN HẠN VÀ DÀI HẠN

KIỂM ĐỊNH TÍNH ĐỒNG LIÊN KẾT ĐỐI VỚI MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ

GIÁ HỐI ĐOÁI DANH NGHĨA CÓ HIỆU LỰC VÀ NHẬP KHẨU

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu