Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Mỹ của các nhóm ngành được phân loại theo tiêu chuẩn SITC

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

----------------

NGUYỄN THỊ CẨM TÚ

ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI

ĐOÁI ĐẾN XUẤT KHẨU TỪ VIỆT NAM SANG MỸ

CỦA CÁC NHÓM NGÀNH ĐƯỢC PHÂN LOẠI

THEO TIÊU CHUẨN SITC

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

Tp. Hồ Chí Minh – Năm 2014

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

----------------

NGUYỄN THỊ CẨM TÚ

ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI

ĐOÁI ĐẾN XUẤT KHẨU TỪ VIỆT NAM SANG MỸ

CỦA CÁC NHÓM NGÀNH ĐƯỢC PHÂN LOẠI

THEO TIÊU CHUẨN SITC

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã Số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học:

GS.TS. TRẦN NGỌC THƠ

Tp. Hồ Chí Minh – Năm 2014

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của bản thân dưới sự hướng dẫn

của GS.TS Trần Ngọc Thơ. Số Nguồn số liệu thống kê và kết quả là trung thực và

chính xác. Các kết quả nghiên cứu này chưa từng được công bố trong bất kỳ công trình

nghiên cứu nào cho tới thời điểm hiện nay.

Ngày tháng năm 2014

Tác giả

NGUYỄN THỊ CẨM TÚ

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG

DANH MỤC HÌNH VẼ

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

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU .......................................................................................... 2

1.1 Lý do chọn đề tài .................................................................................................. 2

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

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

1.4 Đối tương nghiên cứu và phạm vi nghiên cứu ...................................................... 3

1.5 Bố cục bài nghiên cứu ........................................................................................... 3

1.6 Ý nghĩa thực tiễn của đề tài .................................................................................. 4

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY .......................... 5

2.1 Cơ sở lý thuyết ...................................................................................................... 5

2.1.1 Tỷ giá hối đoái ............................................................................................ 5

2.1.1 Xuất khẩu .................................................................................................... 5

2.1.1 Tác động của biến động tỷ giá lên hoạt động xuất khẩu ............................. 5

2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ tiêu cực giữa biến động tỷ giá và

xuất khẩu ..................................................................................................................... 8

2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm khác về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất

khẩu ........................................................................................................................... 12

2.3 Tổng hợp các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và

xuất khẩu .................................................................................................................. 14

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ...................................................... 21

3.1 Phương pháp nghiên cứu ...................................................................................... 21

3.2 Cơ sở dữ liệu ........................................................................................................ 21

3.3 Mô hình nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu từ Việt

Nam sang Mỹ ............................................................................................................. 21

3.3.1 Kiểm định tính dừng .................................................................................... 25

3.3.2 Kiểm định đồng liên kết............................................................................... 26

3.3.3 Kiểm định mối quan hệ dài hạn ................................................................... 27

3.3.3 Kiểm định mối quan hệ ngắn hạn ................................................................ 28

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU.................................................................. 30

4.1 Ước lượng biến động tỷ giá qua mô hình GARCH (1; 1) .................................... 30

4.2 Kiểm định tính dừng của các biến ........................................................................ 32

4.3 Mối quan hệ giữa tỗng xuất khẩu từ Việt Nam sang Mỹ với biến động tỷ giá hối

đoái ............................................................................................................................. 33

4.3.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết .................................................................. 33

4.3.2 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn ............................................. 34

4.3.3 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn .......................................... 37

4.4 Mối quan hệ giữa xuất khẩu thực của nhóm 0 (nhóm lương thực, thực phẩm và

động vật sống) với biến động tỷ giá hối đoái ............................................................. 38

4.4.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết .................................................................. 38

4.4.2 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn ............................................. 39

4.4.3 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn .......................................... 43

4.5 Mối quan hệ giữa xuất khẩu thực của nhóm 2 (nhóm nguyên liệu thô không dùng

để ăn trừ nhiên liệu) với biến động tỷ giá hối đoái .................................................... 44

4.5.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết .................................................................. 44

4.5.2 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn ............................................. 45

4.5.3 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn .......................................... 49

4.6 Mối quan hệ giữa xuất khẩu thực của nhóm 6 (Hàng chế biến phân loại chủ yếu

theo nguyên liệu (Chủ yếu là các mặt hàng công nghiệp nhẹ)) với biến động tỷ giá

hối đoái ....................................................................................................................... 50

4.6.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết .................................................................. 50

4.6.2 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn ............................................. 51

4.6.3 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn .......................................... 55

4.7 Mối quan hệ giữa xuất khẩu thực của nhóm 9 (Hàng hóa không thuộc các nhóm

trên) với biến động tỷ giá hối đoái ............................................................................. 56

4.7.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết .................................................................. 56

4.7.2 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn ............................................. 57

4.7.3 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn .......................................... 61

4.8 Đánh giá kết quả nghiên cứu ................................................................................ 62

CHƯƠNG 5: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU.................................................................. 65

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC: KẾT QUẢ HỒI QUI OLS CÁC PHƯƠNG TRÌNH MỐI QUAN HỆ

DÀI HẠN VÀ NGẮN HẠN

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

AIC Akaike info criterion

ARIMA Autoregressive integrated moving average

ARCH AutoRegressive Conditional Heteroskedasticit

ARDL Autoregressive distributed lag

ECM Error Correction model

European Union EU

Ngân hàng Dự trữ Liên bang Hoa Kỳ FED

GARCH Generalized AutoRegressive Conditional Heteroskedasticity

OLS Ordinary least squares

SC Schwarz criterion

SITC Standard international trade classification

USD Đồng Đô la Mỹ

VAR Vector Autoregression

VECM Vector Error Correction Model

VNĐ Đồng Việt Nam

WTO World trade organization

DANH MỤC BẢNG

Bảng 2.1: Các nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu ở các

quốc gia thuộc Châu Á từ năm 2000 đến hiện nay ...................................................... 15

Bảng 2.2: Các nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu ở các

quốc gia khác Châu Á từ năm 2000 đến hiện nay......................................................... 18

Bảng 3.1: Danh mục nhóm hàng hóa xuất khẩu phân theo tiêu chuẩn SITC ............... 23

Bảng 4.1: Kết quả kiểm định Dickey-Fuller (ADF) Unit Root test .............................. 32

Bảng 4.2: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trường hợp tổng xuất khẩu thực ............ 33

Bảng 4.3: Kết quả mô hình OLS của phương trình (7) ................................................. 35

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey, kiểm định Wald của mô hình hồi qui

OLS của phương trình (7) ............................................................................................. 35

Bàng 4.5: Kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn- trường hợp tổng xuất khẩu .......... 37

Bảng 4.6: Kết quả hồi qui OLS của phương trình (8) ................................................... 38

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định đồng liên kết- trường hợp tổng xuất khẩu của nhóm 0 .. 39

Bảng 4.8: Kết quả hồi qui OLS của phương trình (9) ................................................... 40

Bảng 4.9: Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey, kiểm định Wald, kiểm định White của

mô hình hồi qui OLS của phương trình (9) ................................................................... 41

Bàng 4.10: Kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn- trường hợp tổng xuất khẩu của

nhóm 0 ........................................................................................................................... 42

Bảng 4.11: Kết quả hồi qui OLS phương trình (10) ..................................................... 43

Bảng 4.12: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trường hợp tổng xuất khẩu thực của

nhóm 2 ........................................................................................................................... 45

Bảng 4.13: Kết quả hồi qui OLS phương trình (11) ..................................................... 46

Bảng 4.14: Kết quả kiểm định các giả thuyết hồi qui OLS của phương trình (11) ...... 47

Bảng 4.15: Kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn- trường hợp tổng xuất khẩu thực

của nhóm 2 .................................................................................................................... 48

Bảng 4.16 Kết quả hồi qui OLS phương trình (12) ...................................................... 49

Bảng 4.17: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trường hợp tổng xuất khẩu thực của

nhóm 6 ........................................................................................................................... 51

Bảng 4.18: Kết quả hồi qui OLS phương trình (13) ..................................................... 52

Bảng 4.19: Kết quả kiểm định các giả thuyết hồi qui OLS của phương trình (13) ...... 53

Bảng 4.20: Kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn- Trường hợp xuất khẩu thực của

nhóm 6 ........................................................................................................................... 54

Bảng 4.21: Kết quả hồi qui OLS phương trình (14) ..................................................... 55

Bảng 4.22: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trường hợp tổng xuất khẩu thực của

nhóm 9 ........................................................................................................................... 56

Bảng 4.23: Kết quả hồi qui OLS phương trình (15) ..................................................... 58

Bảng 4.24: Kết quả kiểm định các giả thuyết hồi qui OLS của phương trình (15) ...... 58

Bảng 4.25 Kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn- Trường hợp tổng xuất khẩu thực

của nhóm 9 .................................................................................................................... 60

Bảng 4.26: Kết quả hồi qui OLS phương trình (16) ..................................................... 61

Bảng 4.27: Tóm tắt kết quả nghiên cứu trong dài hạn .................................................. 62

DANH MỤC HÌNH VẼ

Hình 4.1: Biến động tỷ giá hối đoái đo lường từ mô hình GARCH (1; 1) ................... 30

Hình 4.2 Tính ổn định của mô hình hồi qui OLS của phương trình (7) - Kiểm định

CUSUM ......................................................................................................................... 36

Hình 4.3: Tính ổn định của mô hình hồi qui OLS của phương trình (7) - Kiểm định

CUSUMQ ...................................................................................................................... 36

Hình 4.4: Tính ổn định của mô hình hồi qui OLS của phương trình (9) - kiểm định

CUSUM ......................................................................................................................... 41

Hình 4.5: Tính ổn định của mô hình hồi qui OLS của phương trình (9) - kiểm định

CUSUMQ ...................................................................................................................... 42

Hình 4.6: Tính ổn định của hồi qui OLS của phương trình (11) - Kiểm định CUSUM

....................................................................................................................................... 47

Hình 4.7: Tính ổn định của hồi qui OLS của phương trình (11) - Kiểm định CUSUMQ

....................................................................................................................................... 48

Hình 4.8: Tính ổn định của hồi qui OLS của phương trình (13) - Kiểm định CUSUM

...................................................................................................................................... 53

Hình 4.9: Tính ổn định của hồi qui OLS của phương trình (13) - Kiểm định CUSUMQ

....................................................................................................................................... 53

Hình 4.10: Tính ổn định của hồi qui OLS của phương trình (15) - Kiểm định CUSUM

....................................................................................................................................... 59

Hình 4.11: Tính ổn định của hồi qui OLS của phương trình (15)- Kiểm định CUSUMQ

....................................................................................................................................... 59

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu kiểm tra sự tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu thực của

4 trong tổng số 10 nhóm hàng hóa xuất khẩu được phân loại theo tiêu chuẩn quốc tế

SITC và tổng xuất khẩu thực từ Việt Nam sang Mỹ. Bằng cách sử dụng mô hình

ARDL với các biến số: xuất khẩu thực, biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ,

bài nghiên cứu cho thấy mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn của xuất khẩu với các

biến số còn lại. Kết quả nghiên cứu cho thấy, mối quan hệ dài hạn giữa xuất khẩu và tỷ

giá thực được tìm thấy là có ý nghĩa thống kê trong tổng số 4/5 trường hợp quan sát.

GDP Mỹ và tỷ giá thực cũng có mối tương quan với xuất khẩu và điều có ý nghĩa

thống kê. Trong ngắn hạn, bài nghiên cứu cũng chứng minh được có sự điều chỉnh một

phần sai lệch trong mối quan hệ giữa xuất khẩu với các biến còn lại trong chu kỳ quan

sát là một quý.

CHƢƠNG 1

GIỚI THIỆU

1.1 LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI

Sản xuất và phân công lao động đạt đến một trình độ nhất định đòi hỏi các quốc

gia phải có trao đổi hàng hóa để tối đa hóa hiệu quả sản xuất kinh tế, nhu cầu về hàng

hóa- dịch vụ ngày càng đa dạng thì sự cung ứng không còn diễn ra trong phạm vi quốc

gia mà mở rộng ra cả thế giới. Vì nhu cầu cuộc sống và phát triển kinh tế mỗi quốc gia

đều có quan hệ không ít thì nhiều với các quốc gia khác. Từ đó làm cho hoạt động

thương mại và đầu tư quốc tế không ngừng phát triển. Từ thế kỉ XX trở lại đây, các

loại hình quan hệ và hợp tác quốc tế trở nên đa dạng, ngoài mua bán, các nước còn

chuyển tiền từ nước này qua nước khác để đầu tư, viện trợ, cho vay.

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. Chính điều đó đã góp phần thúc đẩy hoạt động xuất nhập khẩu

diễn ra mạnh mẽ. Để giữ vững vị thế của mình trên thị trường kinh tế thế giới, việc gia

tăng xuất khẩu sang các quốc gia là một trong vấn đề ưu tiên hành đầu. Tuy nhiên, để

gia tăng xuất khẩu, bên cạnh việc nâng cao chất lượng hàng hóa xuất khẩu thì vấn đề

nắm bắt các yếu tố có khả năng tác động đến việc xuất khẩu cũng là điều đặc biệt cần

thiết. Nhiều lý thuyết và nghiên cứu cho thấy rằng: trong hoạt động xuất khẩu, tỷ giá

luôn là vấn đề nhạy cảm, đặc biệt đối với Việt Nam, khi mà đồng tiền thu về từ hoạt

động xuất khẩu luôn là đồng ngoại tệ.

Mặt khác, so với các quốc gia có quan hệ hợp tác thương mại với Việt Nam, Mỹ

là một trong các đối tác có sản lượng nhập khẩu từ Việt Nam chiếm tỷ trọng lớn và có

số liệu hàng hóa nhập khẩu từ Việt Nam được thống kê rõ ràng và chi tiết theo nhóm

ngành.

Xuất phát từ các vấn đề thực tiễn trên, tác giả lựa chọn đề tài “Ảnh hưởng của

biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Mỹ của các nhóm ngành

được phân loại theo tiêu chuẩn SITC” nhằm đánh giá tác động của biến động tỷ giá

đến xuất khẩu song phương từ Việt Nam sang Mỹ bằng mô hình ARDL. Ngoài tác

động của tỷ giá, tác giả còn xem xét tác động lên xuất khẩu của yếu tố khác là nhu cầu

của Mỹ (đo lường bằng tổng thu nhập quốc nội) và tỷ giá thực song phương của Việt

Nam và Mỹ

1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU

1.2.1 Mục tiêu chung

Mục tiêu của bài nghiên cứu là kiểm tra thực nghiệm mối quan hệ giữa biến

động tỷ giá và xuất khẩu song phương từ Việt Nam sang Mỹ

1.2.2 Mục tiêu cụ thể

- Nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá hối đoái, tổng sản phẩm quốc nội và

tỷ giá thực đến xuất khẩu song phương từ Việt Nam sang Mỹ trong ngắn hạn.

- Nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá hối đoái, tổng sản phẩm quốc nội và

tỷ giá thực đến xuất khẩu song phương từ Việt Nam sang Mỹ trong dài hạn.

1.3 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định giới hạn phân bố trễ tự hồi qui

(ARDL- Bounds testing) để đánh giá tác động của tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của

các nhóm ngành phân loại theo tiêu chuẩn SITC trong ngắn hạn và trong dài hạn

1.4 ĐỐI TƢỢNG NGHIÊN CỨU VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU

1.4.1 Đối tƣợng nghiên cứu

Đối tượng nghiên cứu của đề tài là mối quan hệ giữa xuất khẩu song phương từ

Việt Nam sang Mỹ với biến động tỷ giá hối đoái, tỷ giá thực và tổng sản phẩm quốc

nội của Mỹ.

1.4.2 Phạm vi nghiên cứu

Phạm vi thời gian của đề tài là từ quý 01/1996 đến quý 2/2014.

1.5 BỐ CỤC BÀI NGHIÊN CỨU

Bài nghiên cứu được chia làm 5 chương gồm:

- Chương 1: Giới thiệu khái quát về các vấn đề liên quan đến bài nghiên cứu như

lý do nghiên cứu, mục tiêu nghiên cứu và đối tượng nghiên cứu.

- Chương 2: Trình bày về lý thuyết nền tảng và các nghiên cứu về mối quan hệ

giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu

- Chương 3: Trình bày mô hình nghiên cứu cũng như dữ liệu đưa vào nghiên cứu

và các bước thực hiện mô hình nghiên cứu

- Chương 4: Trình bày các mối quan hệ giữa xuất khẩu song phương từ Việt Nam

sang Mỹ với các nhân tố: biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ trong ngắn hạn

và dài hạn từ kết quả mô hình.

- Chương 5: Chốt lại các vấn đề trong bài nghiên cứu.

1.6 Ý NGHĨA THỰC TIỄN CỦA BÀI NGHIÊN CỨU

Bên cạnh làm rõ mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu song phương từ

Việt Nam sang Mỹ, bài nghiên cứu còn xác định tác động của tỷ giá thực và nhu cầu

của Mỹ đến xuất khẩu. Kết quả từ bài nghiên có đóng góp tích cực trong việc đưa ra

các chính sách quan trọng đối với tỷ giá nhằm tăng trưởng xuất khẩu và góp phần tăng

trưởng kinh tế Việt Nam.

Bên cạnh đó, kết quả từ bài nghiên cứu sẽ giúp các doanh nghiệp thấy được sự

thay đổi của các biến kinh tế vĩ mô sẽ tác động như thế nào đến xuất khẩu, từ đó giúp

doanh nghiệp có cái nhìn dài hạn về tính hình xuất khẩu sắp tới và đưa ra các chiến

lược quan trọng để giữ vững tăng trưởng trong lợi nhuận của doanh nghiệp.

CHƢƠNG 2

TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY

2. 1 CƠ SỞ LÝ THUYẾT

2.1.1 Tỷ giá hối đoái

2.1.1.1 Khái niệm về tỷ giá hối đoái

Tỷ giá hối đoái là sự so sánh mối tương quan giá trị giữa hai đồng tiền với nhau

hoặc người ta có thể nói tỷ giá hối đoái là giá cả của một đơn vị tiền tệ nước này thể

hiện bằng số lượng đơn vị tiền tệ nước khác.

2.1.1.2 Phƣơng pháp yết giá

Để biểu thị tỷ giá giữa các ngoại tệ, người ta thường dùng một trong hai cách

- Yết giá trực tiếp: là phương pháp yết giá mà trong đó lấy tiền trong nước (nội

tệ) làm một đơn vị để so sánh với số lượng tiền tệ nước ngoài (ngoại tệ). Phương pháp

yết giá này thường dùng ở một số quốc gia như Anh, Mỹ, Úc.

1 nội tệ = x ngoại tệ

- Yết giá gián tiếp: là phương pháp yết giá mà trong đó lấy ngoại tệ làm một đơn

vị để so sánh với số lượng tiền tệ trong nước.

1 ngoại tệ = x nội tệ

2.1.1.3 Phân loại tỷ giá hối đoái

- Tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá thực:

 Tỷ giá hối đoái danh nghĩa là giá của một đơn vị ngoại tệ tính theo đồng

tiền trong nước và chưa tính đến sức mua của đồng tiền.

 Tỷ giá hối đoái thực là tỷ giá danh nghĩa đã được điều chỉnh theo giá tương

đối giữa các nước. Tỷ giá này tăng lên, đồng tiền trong nước được coi là bị

giảm giá thực so với đồng tiền nước ngoài và khi tỷ giá này giảm thì đồng

tiền trong nước được coi là bị tăng giá thực so với đồng tiền nước ngoài.

- Tỷ giá hối đoái song phương và tỷ giá hối đoái hiệu lực:

 Tỷ giá hối đoái giữa hai đồng tiền được gọi là tỷ giá hối đoái song phương.

 Tỷ giá hối đoái hiệu lực là tỷ lệ trao đổi giữa một đồng tiền X với nhiều

đồng tiền khác cùng lúc (thông thường là đồng tiền của các bạn hàng

thương mại lớn). Tỷ giá này được tính dựa trên giá trị bình quân gia quyền

của các tỷ giá song phương giữa đồng tiền X với từng đồng tiền kia.

- Tỷ giá hối đoái chính thức và Tỷ giá hối đoái song song.

 Tỷ giá hối đoái chính thức: do nhà nước qui định, hoặc do cả thị trường lẫn

nhà nước qui định. Ví dụ: tỷ giá bình quân liên ngân hàng, tỷ giá tính thuế

xuất nhập khẩu.

 Tỷ giá không chính thức (còn gọi là tỷ giá hối đoái song song hay tỷ giá chợ

đen): do thị trường quyết định ví dụ: tỷ giá đổi tiền tại các cửa hàng kinh

doanh vàng bạc ngoại tệ của tư nhân hay khi đổi tiền trong nhân dân.

2.1.2 Xuất khẩu

Kinh doanh xuất nhập khẩu là sự trao đổi hàng hoá, dịch vụ giữa các nước thông

qua hành vi mua bán. Sự trao đổi hàng hoá, dịch vụ đó là một hình thức của mối quan

hệ xã hội và phản ánh sự phụ thuộc lẫn nhau về kinh tế giữa những người sản xuất

hàng hoá riêng biệt của các quốc gia khác nhau trên thế giới. Vậy xuất khẩu là việc bán

hàng hoá (hàng hoá có thể là hữu hình hoặc vô hình) cho một nước khác trên cơ sở

dùng tiền tệ làm đồng tiền thanh toán. Tiền tệ có thể là tiền của một trong hai nước

hoặc là tiền của một nước thứ ba (đồng tiền dùng thanh toán quốc tế).

2.1.3 Tác động của biến động tỷ giá lên hoạt động xuất khẩu

- Ảnh hƣởng của biến động tỷ giá lên kim ngạch xuất khẩu: Khi tỷ giá hối

đoái giảm, giá đồng nội tệ tăng lên, lượng ngoại tệ thu về từ hoạt động xuất khẩu sẽ

giảm xuống, doanh thu từ hoạt động xuất khẩu tính ra đồng nội tệ bị thu hẹp, xuất khẩu

không được khuyến khích hay xu thế chung thường gặp là sút giảm trong hoạt động

xuất khẩu. Bên cạnh đó, khi tỷ giá hối đoái tăng, giá đồng nội tệ giảm xuống, lượng nội

tệ nhận được khi qui đổi từ lượng ngoại tệ thu về được nhiều hơn, kim ngạch xuất khẩu

tăng lên, kích thích hoạt động xuất khẩu tăng trưởng và phát triển.

- Ảnh hƣởng của biến động tỷ giá lên cơ cấu hàng xuất khẩu: Đối với cơ

cấu mặt hàng xuất khẩu, các mặt hàng nông sản, sơ chế dường như nhạy cảm hơn với

mọi biến động tăng, giảm của tỷ giá hối đoái so với các mặt hàng như máy móc, thiết

bị toàn bộ, xăng dầu… Lý do đưa ra nhằm giải thích cho vấn đề này là do độ co giãn

của các mặt hàng nông sản, sơ chế đối với giá xuất khẩu hoặc tỷ giá hối đoái là rất cao,

do đây là các mặt hàng có thể thay thế được trong khi độ co giãn của các mặt hàng máy

móc, thiết bị toàn bộ, các mặt hàng không thay thế được như xăng, dầu … là rất thấp.

Tỷ giá giảm đi khiến giá hàng xuất khẩu trở nên cao hơn, các mặt hàng dễ bị thay thế

là danh mục đầu tiên bị loại ra khỏi danh sách sử dụng của người tiêu dùng nước ngoài

và các mặt hàng này cũng sẽ mất dần cơ cấu các mặt hàng xuất khẩu. Trái lại, khi tỷ

giá hối đoái tăng, cơ cấu mặt hàng xuất khẩu có thể phong phú hơn do tính cạnh tranh

về giá, sự tăng doanh thu xuất khẩu khiến nhà xuất khẩu đa dạng hóa mặt hàng… Đối

với các mặt hàng không thể thay thế như xăng dầu thì tỷ giá có tăng hay giảm cũng ít

ảnh hưởng đến cơ cấu cũng như tỷ trọng các mặt hàng này.

- Ảnh hƣởng của biến động tỷ giá lên tính cạnh tranh của xuất khẩu: Đối

với cạnh tranh về giá hàng xuất khẩu, một sự tăng lên của tỷ giá hối đoái sẽ khiến hàng

hóa xuất khẩu nước này trở nên cạnh tranh do giá cả rẻ hơn, ngược lại nếu giá đồng nội

tệ tăng tức tỷ giá hối đoái giảm sẽ khiến giá hàng xuất khẩu trở nên đắt hơn, tính cạnh

tranh vì thế sẽ giảm đi. Trong cùng một thị trường tiêu thụ, nếu chất lượng hàng hóa

như nhau thì xu hướng chung của người tiêu dùng là sẽ sử dụng sản phẩm nào rẻ hơn.

Và giả sử chi phí sản xuất tại các quốc gia quy về cùng một đồng tiền là ngang nhau thì

nước nào có mức giảm tỷ giá đồng tiền nước mình so với giá nội tệ của thị trường tiêu

thụ lớn hơn thì tính cạnh tranh về giá của nước đó cao hơn, nước đó có cơ hội phát

triển xuất khẩu nhiều hơn.

Tóm lại, giá đồng nội tệ giảm có lợi cho xuất khẩu, giá đồng nội tệ tăng ngược

lại sẽ gây bất lợi. Xu hướng này hầu như đúng đối với các quốc gia thực thi chế độ tỷ

giá thả nổi hoặc thả nổi có quản lý, nơi tỷ giá danh nghĩa sát hoặc tiến sát giá trị thực.

Còn đối với các quốc gia theo chế độ tỷ giá cố định, việc giảm/ tăng tỷ giá chính là

giảm/ tăng tỷ giá danh nghĩa, không phải tỷ giá thực. Do đó, nếu một sự tăng tỷ giá hối

đoái mà vẫn khiến tỷ giá danh nghĩa thấp hơn tỷ giá thực thì đồng nội tệ vẫn bị xem là

định giá cáo hơn giá trị thực, tác dụng thúc đẩy xuất khẩu sẽ không nhiều.

2. 2 CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ MỐI QUAN HỆ TƢƠNG

QUAN ÂM GIỮA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ VÀ XUẤT KHẨU

Sự thay đổi từ tỷ giá cố định sang tỷ giá thả nổi linh hoạt ở Châu Âu năm 1973

làm cho sự quan tâm về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và sự thay đổi thương mại

ngày càng lớn. Mặt khác sự biến động tỷ giá dẫn đến sự không chắc chắn về giá của

các nhà xuất nhập khẩu cũng như khoản tiền họ sẽ nhận hoặc trả trong tương lai. Cụ

thể hơn, do hầu hết các hợp đồng thương mại cho phép việc thanh toán trễ so với thời

gian giao hàng mà nhà sản xuất không chắc chắn về khoản nội tệ nhận được từ lượng

ngoại tệ qui đổi trong tương lai. Vì sự không chắc chắn này nên nhiều nhà xuất khẩu

chuyển từ thị trường nước ngoài sang thị trường trong nước, do đó sẽ làm giảm kim

ngạch xuất khẩu. Lập luận cho mối quan hệ tương quan âm này đã được chứng minh

bởi nhiều nghiên cứu thực nghiệm sau:

Năm 1973, Ethier đã đi đầu trong việc thực hiện nghiên cứu về mối quan hệ giữa

biến động tỷ giá và xuất khẩu. Kết quả nghiên cứu của Ethier cho thấy có mối quan hệ

tương quan âm giữa sự không chắc chắn của tỷ giá hối đoái với xuất khẩu của công ty,

nếu một công ty không có phương án phòng ngừa cho sự không chắc chắn này, trong

tương lai doanh thu của họ sẽ giảm. Nghiên cứu của Ethier cũng chỉ ra rằng, các công

ty có thể giảm sự ảnh hưởng này bằng việc tham gia các hợp đồng kỳ hạn.

Sang năm 1993, nghiên cứu của Chowdhurry về tác động của biến động tỷ giá

lên dòng chảy thương mại của các nước G7. Trong bài nghiên cứu này tác giả tập trung

vào nghiên cứu cả mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn giữa biến động tỷ giá và dòng chảy

thương mại. Tác giả sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM để kiểm tra các mối quan

hệ này . Tương tự với nhiều nghiên cứu trước đây, kết quả mô hình cũng cho thấy có sự

tương quan âm giữa dòng chảy thương mại và biến động tỷ giá. Nguyên nhân được tác

giả giải thích là do sự e ngại rủi ro của những người tham gia thị trường. Khi biến động

tỷ giá tăng, nhưng người tham gia thị trường sẽ chủ động giảm giao dịch trao đổi

thương mại quốc tế và chuyển sang các giao dịch trong nước để tránh rủi ro do biến

động tỷ giá mang lại.

Năm 1998, Stilianos Fountas và Donal Bredin tiến hành nghiên cứu về tác động

của biến động tỷ giá lên xuất khẩu từ Ireland đến Anh trong ngắn hạn và dài hạn.

Ngoài ra, mối quan hệ giữa sự thay đổi của giá và thu nhập của quốc gia nhập khẩu với

xuất khẩu cũng được tác giả đưa vào mô hình. Mối quan hệ dài hạn được tác giả kiểm

tra thông qua phương pháp kiểm định đồng liên kết và mô hình ECM được áp dụng để

kiểm tra mối quan hệ trong ngắn hạn. Kết quả nghiên cứu cho thấy: Mặc dù trong dài

hạn, mối quan hệ giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá là không có ý nghĩa, nhưng trong

ngắn hạn, sự biến động của tỷ giá có mối tương quan âm lên kim ngạch xuất khẩu của

Ireland. Nghiên cứu cũng cho thấy, sự thay đổi của giá cả và thu nhập của quốc gia

nhập khẩu có tương quan với xuất khẩu của Ireland trong dài hạn.

Tiếp đến năm 2002, nghiên cứu của Vergil cũng cho thấy mối quan hệ ngược

chiều giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá. Trong nghiên cứu này, tác giả xem xét mối

quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu từ Thỗ Nhĩ Kỳ sang Mỹ, Đức, Pháp và Ý.

Tương tự các nghiên cứu trước, mô hình ECM và kỹ thuật kiểm tra đồng liên kết cũng

được sử dụng để kiểm tra mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa các biến. Mối

quan hệ nghịch giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu trong dài hạn được tìm thấy trong

mối quan hệ của Thổ Nhĩ Kỳ với Đức, Pháp, Mỹ. Trong ngắn hạn, sự biến động tỷ giá

hối đoái có tác động ngược lên xuất khẩu từ Thổ Nhĩ Kỳ sang Đức. Các trường hợp

còn lại đều không có ý nghĩa thống kê.

Cũng trong thời gian này, nghiên cứu của tác giả De Vita và Abbot (2004) về

mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu từ Anh sang các quốc gia EU cũng cho

kết quả tương tự. Sự tiến bộ của nghiên cứu này là tác giả không đi theo lối mòn về

phương pháp nghiên cứu của các tác giả trước đây mà tác giả sử dụng phương pháp

kiểm định giới hạn ARDL. Ưu điểm của phương pháp này là nó có thể ước lượng cả hệ

số tương quan trong ngắn hạn và dài hạn trong trương hợp mẫu nhỏ. Kết quả nghiên

cứu sự biến động tỷ giá chỉ các tác động ngược lên xuất khẩu từ Anh sang các quốc gia

EU trong dài hạn, còn trong ngắn hạn mối quan hệ này là không có ý nghĩa.

Myint Moe Chit và các cộng sự (2010) thực hiện nghiên cứu về mối quan hệ

giữa biến động tỷ giá với xuất khẩu lẫn nhau giữa các nước Đông Á và với 13 quốc gia

công nghiệp. Bài nghiên cứu sử dụng nhiều phương pháp đo lường tỷ giá khác nhau

như GARCH, Trung bình trượt của độ lệch chuẩn, độ lệch chuẩn của bốn quý và 8 quý.

Mối quan hệ dài hạn giữa xuất khẩu với các biến số được thực hiện qua kiểm định

nghiệm đơn vị trên dữ liệu bảng và kiểm định đồng liên kết. Kết quả nghiên cứu cho

thấy có mối quan hệ tương quan âm giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu thực

của các quốc gia mới nổi thuộc khu vực Đông Á. Bên cạnh đó mức độ cạnh tranh của

các quốc gia cũng được đưa vào nghiên cứu, kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng quốc gia

có mức độ cạnh tranh cao hơn quốc gia khác thì sẽ xuất khẩu của quốc gia đó sẽ cao

hơn. Nghiên cứu cũng đề xuất các quốc gia mới nổi nên tập trung ổn định tỷ giá đối

với các đối tác thương mại lớn chứ không phải theo đuổi chính sách tỷ giá trong khu

vực, ít nhất là trong ngắn hạn

Nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu được

nghiên cứu nhiều ở các nước phát triển, tuy nhiên ở các quốc gia đang phát triển lại ít

được đề cập. Do đó, năm 2010, Aliyu thực hiện nghiên cứu về mối quan hệ này ở

Nigeria và đối tác thương mại được xem xét trong nghiên cứu là Mỹ. Khác với các

nghiên cứu trước đây, các biến được tác giả đưa vào mô hình gồm: biến động tỷ giá hối

đoái, biến động của đồng USD, điều kiện thương mại của Nigeria và chỉ số đo lường

mức độ mở cửa. Sử dụng quan sát theo quý trong hai mươi năm và mô hình VECM,

kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy: sự biến động tỷ giá là giảm xuất khẩu

(không bao gồm dầu mỏ) ở Nigeria 3.65%, trong khi biến động tỷ giá USD sẽ làm xuất

khẩu (không bao gồm dầu mỏ) ở Nigeria tăng 5.2%.

Đến năm 2010, Tahir Mukhtar và Saquib Jalil Malik thực hiện nghiên cứu nhằm

kiểm tra tác động của biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu lên ba quốc

gia: Ấn Độ, Pakistan và Sir Lanka. Tương tự nghiên cứu của Aliyu (2008), trong

nghiên cứu này, nhóm tác giả cũng sử dụng kiểm định đồng liên kết và mô hình

VECM để đo lường mối tương quan trong dài hạn. Kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng: tỷ

giá hối đoái có tương quan âm cả trong ngắn hạn và dài hạn đối với ba quốc gia. Ngoài

ra, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy xuất khẩu có tương quan dương với sự cải thiện

thương mại trong nước và thu nhập nước ngoài. Đồng thời, sự ổn định trong tỷ giá hối

đoái sẽ góp phần thúc đẩy hoạt động xuất khẩu của ba quốc gia này.

Nghiên cứu của Kalaivani và cộng sự (2013) đo lường mối quan hệ giữa biến

động tỷ giá và tăng trưởng trong xuất khẩu ở Ấn Độ qua mô hình ARDL. Mục đích của

nghiên cứu nhằm xác định mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa xuất khẩu thực,

biến động tỷ giá, sản xuất tiêu dùng ròng và các hoạt động kinh tế của nước ngoài. Mối

quan hệ ngắn hạn được tác giả đo lường bằng mô hình ECM. Kết quả nghiên cứu cho

thấy: biến động tỷ giá có tương quan âm cả trong ngắn hạn và dài hạn đến xuất khẩu

thực (nghĩa là khi tỷ giá biến động mạnh, xuất khẩu của Ấn Độ sẽ giảm); tỷ giá thực có

mối tương quan âm với xuất khẩu thực trong ngắn hạn và tương quan âm trong dài hạn

trong khi GDP có tương quan dương với xuất khẩu thực tế của Ấn Độ trong dài hạn

nhưng lại không có ý nghĩa trong ngắn hạn. Ngoài ra, các hoạt động kinh tế nước ngoài

có tương quan âm trong ngắn hạn nhưng lại có tương quan dương trong dài hạn.

2. 3 CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM KHÁC VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA

BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ VÀ XUẤT KHẨU

Từ những năm 1990, nhiều nghiên cứu thực nghiệm cho thấy sự tồn tại mối

quan hệ tương quan dương giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu bên cạnh mối quan hệ

tương quan âm được chứng mình từ các nghiên cứu thực nghiệm ở phần trên. Mối

quan hệ này dựa trên lập luận rằng: sự biến động của tỷ giá hối đoái có thể dẫn đến hai

tác động ngược chiều nhau, cụ thể là tác động thay thế và tác động thu nhập. Do ảnh

hưởng của tác động thay thế, biến động tỷ giá tăng sẽ làm giảm xuất khẩu hiện tại của

một doanh nghiệp; ngược lại, do rủi ro này sẽ làm tổng doanh thu dự kiến bị sụt giảm

nên doanh nghiệp sẽ bổ sung các nguồn lực để có được nhiều đơn hàng hơn, do đó

trong tương lai tổng xuất khẩu sẽ tăng (ảnh hưởng thu nhập). Sự tồn tại các mối quan

hệ này được chứng minh bởi nghiên cứu của Fanke (1991). Kết quả của nghiên cứu

này cho thấy các doanh nghiệp xuất khẩu sẽ được hưởng lợi nhiều hơn từ biến động tỷ

giá, việc xuất khẩu sẽ diễn ra nếu nó sinh lời. Ngoài ra, nghiên cứu cũng cho thấy sản

lượng trao đổi thương mại quốc tế sẽ gia tăng trong điều kiện biến động tỷ giá.

Năm 1994, Quian và Varangis thực hiện nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến

động tỷ giá và xuất khẩu ở một số quốc gia phát triển ở cả Châu Á và Châu Âu. Để các

hệ số tương quan thu được từ nghiên cứu hiệu quả hơn và tránh hiện tượng hồi qui giả

mạo, tác giả sử dụng mô hình ARCH- in mean. Điều bất ngờ trong nghiên cứu này là

sự tương quan giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu không giống nhau ở các quốc gia.

Như mối tương quan được tìm thấy giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu ở Canada, Nhật

Bản và Úc là âm (Hệ số tương quan ở Canada và Nhật có ý nghĩa thống kê), trong khi

đó mối quan hệ này lại có sự tương quan dương ở Thụy Điển, Anh và Hà Lan (Hệ số

tương quan ở Anh và Thụy Điển có ý nghĩa thống kê). Kết quả nghiên cứu cũng cho

thấy, 10% sự gia tăng của biến động tỷ giá sẽ làm giá trị xuất khẩu giảm 7.4% ở

Cannada hoặc tăng 5% ở Thụy Điển.

Với cùng mục đích nghiên cứu trên, Vixathep và cộng sự (2007) thực hiện

nghiên cứu nhằm điều tra sự tác động của biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất

khẩu từ các quốc gia ở khu vực Đông Nam Á gồm Hồng Kông, Hàn Quốc, Singapore

và Thái Lan sang Mỹ và Nhật. Điểm tiến bộ của nghiên cứu này so với các nghiên cứu

trước đây là dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu được lấy theo tháng, do đó biến đại diện

cho thu nhập của quốc gia nhập khẩu được tác giả sử dụng là chỉ số sản xuất công

nghiệp thay vì là tổng thu nhập quốc nội như các nghiên cứu khác. Kết quả thu được từ

kiểm tra đồng liên kết và mô hình ECM cho thấy: Mối quan hệ dài hạn là tương quan

âm và có ý nghĩa thống kê trong trường hợp xuất khẩu từ Hàn Quốc và Singapore sang

Mỹ và xuât khẩu từ Thái Lan và Hàn Quốc sang Nhật; Mối quan hệ dài hạn là tương

quan dương trong trường hợp xuất khẩu từ Hồng Kong và Singapore sang Nhật. Mối

quan hệ ngắn hạn được tìm thấy là tương quan âm trong trường hợp xuất khẩu từ Hồng

Kong và Hàn Quốc sang Mỹ và xuất khẩu sang Nhật Bản của tất cả các quốc gia trừ

Hồng Kong.

Năm 2007, Arief Bustaman và Kankesu Jayanthakumaran thực hiện nghiên cứu

về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu của 18 nhóm sản phẩm xuất khẩu

bằng mô hình ARDL. Bài nghiên cứu đo lường biến động tỷ giá bằng mô hình ARDL.

Kết quả nghiên cứu cho thấy 14/18 nhóm sản phẩm có mối quan hệ đồng liên kết giữa

biến động tỷ giá và xuất khẩu, trong đó 2/18 nhóm sản phẩm được tìm thấy có mối

tương quan âm và 4/18 nhóm sản phẩm có tương quan dương giữa biến động tỷ giá và

xuất khẩu trong dài hạn. Kết quả trong ngắn hạn cho thấy tất cả các hệ số ECM đều

mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê cao. Mặc dù kết quả nghiên cứu cho thấy trong

dài hạn mối tương quan giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu phụ thuộc vào nhóm hàng

hóa xuất khẩu, tuy nhiên đa số đều ủng hộ quan điểm rằng tỷ giá biến động cao sẽ dẫn

đến chi phí cao và làm giảm xuất khẩu. Tác động của sự không chắc chắn của tỷ giá

hối đoái đến sản xuất và xuất khẩu phụ thuộc vào mức độ e ngại rủi ro của nhà xuất

khẩu.

Nghiên cứu của Florian Verheyen (2012) về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá

và xuất khẩu của bảy quốc gia sử dụng đồng Euro sang Mỹ cho thấy có sự tồn tại cả

mối quan hệ tương quan dương và tương quan âm của hai biến số này. Trong nghiên

cứu, tác giả sử dung kiểm định giới hạn ARDL để kiểm tra mối quan hệ giữa biến động

tỷ giá và xuất khẩu của 9 nhóm sản phẩm thương mại được phân chia theo tiêu chuẩn

SITC của 7 quốc gia. Các biến số được tác giả sử dụng trong nghiên cứu bao gồm: biến

động tỷ giá danh nghĩa đo lường bằng phương pháp bình quân trượt của độ lệch chuẩn

và mô hình GARCH (1; 1); sản lượng quốc gia của Mỹ đã điều chỉnh theo mùa, xuất

khẩu thực. Điểm tiến bộ của nghiên cứu là dữ liệu được lấy theo tháng nên kết quả đo

lường sẽ chính xác hơn các nghiên cứu khác. Mặt khác, do sử dụng nhiều phương pháp

đo lường biến động tỷ giá nên bài nghiên cứu của tác giả sẽ có sự so sánh về kết quả

nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu của tác giả cho thấy trong 86 trường hợp nghiên cứu

có 10 trường hợp có mối tương quan dương, 33 trường hợp tương quan âm, các trường

hợp còn lại không có ý nghĩa.

2. 4 TỔNG HỢP CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ MỐI QUAN HỆ

GIỮA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ VÀ XUẤT KHẨU

Bảng 2.1: Các nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu ở các quốc gia thuộc Châu Á từ năm 2000 đến hiện nay

Kết quả nghiên cứu về số mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu

STT Tác giả Tên nghiên cứu Quốc gia

Phƣơng pháp nghiên cứu Phƣơng pháp đo lƣờng biến động tỷ giá Tƣơng quan dƣơng Tƣơng quan âm

Tƣơng quan âm có ý nghĩa thống kê Tƣơng quan dƣơng có ý nghĩa thống kê

1 Baak et al (2002) 2/8 2/8 4/8 4/8 Đồng liên kết và ECM Trung bình trượt của độ lệch chuẩn Rate Exchange and Volatility from East exports Asian Countries to Japan and U.S Hồng Kong, Hàn Quốc, Singapore, Thái Lan

2 Doganlar (2002) 0/5 0/5 5/5 4/5 Đồng liên kết 5 quốc gia ở Đông Nam Á Trung bình trượt của độ lệch chuẩn Estimating the impact of exchange rate volatility on exports: evidence from Asian countries

3 ARDL Thái Lan 3/16 1/16 12/16 12/16 Rahmatsyah et al. (2002) Exchange rate volatility, trade, and ―fixing for life‖ in Thailand Trung bình trượt của độ lệch chuẩn và GARCH

4 Indonesia 1/12 0/12 11/12 9/12 Siregar & Rajan (2004) Đồng liên kết

Impact of exchange rate volatility on Indonesia’s trade performance in the 1990s’ Trung bình trượt của độ lệch chuẩn và GARCH

5 Zainal (2004) ARDL Indonesia 2/7 2/7 1/7 0/7

Trung bình trượt của độ lệch chuẩn và GARCH Exchange rate pass- through, exchange rate volatility, and their impacts on export: evidence from Indonesian data

6 GARCH Singapore 0/1 0/1 1/1 1/1 GARCH -M Fang & Miller (2007) Exchange rate depreciation and exports: the case of Singapore revisited

7 ARDL GARCH Indonesia 4/18 2/18

Arief Bustaman & Kankesu Jayanthakumaran (2007)

The impact of exchange rate volatility on indonesia’s export to the USA: An application of ARDL bound testing procedure

Myint Moe Chit at al (2010) 8 Các quốc gia mới nổi ở Đông Âu Tất cả trường hợp quan sát Kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kểt Trung bình trượt của độ lệch chuẩn, Garch… Exchange Rate Volatility and Exports: New Empirical evidence from the Emerging East Asian Economies

9 ARDL Hàn Quốc 59/96 4/96 37/96 12/96

Mohsen Bahmani- Oskooee at al (2012) Trung bình trượt của độ lệch chuẩn Exchange rate volatility and industry trade Between the US & Korea

Bảng 2.2: Các nghiên cứu về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu ở các quốc gia khác Châu Á từ năm 2000 đến hiện nay

Kết quả nghiên cứu về số mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu

STT Tác giả Tên nghiên cứu Quốc gia Phƣơng pháp nghiên cứu Phƣơng pháp đo lƣờng biến động tỷ giá

Tƣơn g quan âm Tƣơn g quan dƣơn g Tƣơng quan dƣơng có ý nghĩa thống kê Tƣơng quan âm có ý nghĩa thống kê

1 0/13 0/13 13/13 13/13 Arize et al (2000) Đồng liên kết Exchange rate volatility and foreign trade: evidence from thirteen LDCs Trung bình trượt của độ lệch chuẩn

2 Anh 2/2 2/2 0/2 0/2 Aristotel- ous (2001) Đồng liên kết Trung bình trượt của độ lệch chuẩn Exchange rate volatility, exchange rate regime, and trade volume: evidence from the UK-US export function (1889-1999)

3 GARCH Ireland 25/34 12/34 7/34 5/34 Doyle (2001) Exchange rate volatility and Irish-UK trade: 1979-1992’, Applied Economics Đồng liên kết (Engle- Granger test)

4 1/10 1/10 9/10 9/10 Arize et al (2003) Đồng liên kết 10 nước phát triển Does exchange rate volatility depress export flows: the case of LDCs’ Trung bình trượt của độ lệch chuẩn

5 ARDL Mỹ 2/6 1/6 4/6 3/6 De Vita & Abbott (2004) Trung bình trượt của độ lệch chuẩn Real exchange rate volatility and US Exports: an ARDL bounds testing approach

6 VAR GARCH Anh - - 1/1 1/1 Cheong et al. (2005)

The effects of exchange rate volatility on price competitiveness and trade volumes in the UK: a disaggregated approach

7 VECM Nigeria - - 1/1 - Độ lệch chuẩn Exchange Rate Volatility and Export Trade in Nigeria: An Empirical Investigation Shehu Usman Rano, Aliyu (2008)

8 ARDL 30/86 10/86 33/86 516/8 6 Florian Verheyen (2012) Bilateral exports from euro zone countries to the US — Does exchange rat variability play a role? Trung bình trượt của độ lệch chuẩn và GARCH 7 quốc gia thuộc liên minh EU

CHƢƠNG 3

PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Để xem xét tác động của biến động tỷ giá hối đoái, tỷ giá thực và GDP của Mỹ

đến xuất khẩu song phương từ Việt Nam sang Mỹ, bài nghiên cứu sử dụng phương

pháp kiểm định giới hạn phân bố trễ tự hồi qui (ARDL- Bounds testing)

Mô hình ARDL được phát triển bởi Pesaran và Shin năm 1999, sau đó tiếp tục

được mở rộng thêm bởi Pesaran và các cộng sự vào năm 2001. Mô hình ARDL được

sử dụng nhằm nắm bắt sự tác động và phụ thuộc lẫn nhau của nhiều chuỗi thời gian.

Mô hình này là sự kết hợp của mô hình VAR và mô hình hồi qui thông thường. ARDL

là mô hình linh hoạt và dễ sử dụng cho việc phân tích các chuỗi thời gian đa biến. Ưu

điểm nổi trội của mô hình ARDL là nó có thể sử dụng cho dữ liệu bao gồm hỗn hợp

biến chuỗi thời gian dừng ở các bậc khác nhau (cụ thể là I(0) và I(1)). Thứ hai là mô

hình có thể ước lượng các nhân tố cả trong ngắn hạn và dài hạn một cách đồng thời,

bằng phương trình đơn giản và dễ thực hiện. Thứ ba là mô hình có thể sử dụng độ trễ

khác nhau cho các biên khác nhau. Bên cạnh đó, mô hình ARDL không đòi hỏi độ trễ

bằng nhau của các biến trong mô hình ước lượng.

3.2 CƠ SỞ DỮ LIỆU

Dữ liệu trong nghiên cứu được thu thập chủ yếu từ website của IMF. Riêng đối

với giá trị xuất khẩu, dữ liệu được thu thập từ tổng cục thống kê Mỹ. Tất cả dữ liệu của

các biến trong mô hình nghiên cứu đều được lấy theo tần suất quý, giai đoạn từ quý 1

năm 1996 đến quý 2 năm 2014.

3.3 MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA BIẾN ĐỘNG TỶ

GIÁ VÀ XUẤT KHẨU TỪ VIỆT NAM SANG MỸ

Mục đích của nghiên cứu là phân tích tác động của biến động tỷ giá lên kim

ngạch xuất khẩu song phương từ Việt Nam sang Mỹ. Các phương trình nghiên cứu sử

dụng trong nghiên cứu này dựa trên các lý thuyết về tài chính quốc tế và mô hình được

đề xuất bởi Florian Verheyen (2012).

Phương trình nhu cầu xuất khẩu trong nghiên cứu này được thể hiện như sau

(Arize et al, 2000):

EXP = α1+ α2 GDP + α3 RER + α4 V +  (1)

Biến phụ thuộc và biến độc lập trong mô hình được định nghĩa như sau:

* Biến phụ thuộc (EXP)

- Biến phụ thuộc (EXP) được sử dụng trong mô hình là biến xuất khẩu thực song

phương từ Việt Nam sang Mỹ đã được điều chỉnh theo mùa. Bài nghiên cứu sử dụng

xuất khẩu thực thay vì xuất khẩu danh nghĩa nhằm tránh việc ảnh hưởng của gia tăng

giá trị xuất khẩu là do lạm phát. Giá trị xuất khẩu thực được xác định bằng giá trị xuất

khẩu danh nghĩa (đã điều chỉnh theo mùa theo phương pháp Census – X12) chia cho

chỉ số giá tiêu dùng trong nước. Ngoài ra, khi đưa vào mô hình, xuất khẩu thực được

lấy logarit để đơn giản hóa dữ liệu.

- Dữ liệu xuất khẩu bao gồm tổng xuất khẩu và 10 nhóm hàng hóa xuất khẩu

được phân loại theo tiêu chuẩn phân loại hàng hóa tiêu chuẩn quốc tế (SITC) cấp 1.

Tuy nhiên nhiều nhóm không được đưa vào mô hình do dữ liệu bị khuyết. Ký hiệu biến

của các nhóm xuất khẩu như sau:

Bảng 3.1: Danh mục nhóm hàng hóa xuất khẩu phân theo tiêu chuẩn SITC

STT Tên biến Dữ liệu bị khuyết Ký hiệu biến gốc Ký hiệu biến sai phân

EXP 1 Tổng xuất khẩu DEXPt-i

N0 2 DN0t-i Nhóm 0: Lương thực, thực phẩm và động vật sống

X 3 Nhóm 1: Đồ uống và thuốc lá

N2 4 DN2t-i Nhóm 2: Nguyên liệu thô không dùng để ăn trừ nhiên liệu

X 5 Nhóm 3: Nhiên liệu, dầu m nhờn và động vật có liên quan (nhóm này chủ yếu gồm các mặt hàng năng lượng)

X 6 Nhóm 4: Dầu m , chất béo, sáp động, thực vật

X 7 Nhóm 5: Hóa chất và sản phẩm có liên quan

N6 8 DN6t-i Nhóm 6: Hàng chế biến phân loại chủ yếu theo nguyên liệu (Chủ yếu là các mặt hàng công nghiệp nhẹ)

X 9 Nhóm 7: Máy móc, phương tiện vận tải, phụ tùng

X 10 Nhóm 8: Hàng chế biến khác (chủ yếu các mặt hàng thủ công nghiệp)

N9 11 DN9t-i Nhóm 9: Hàng hóa không thuộc các nhóm trên

Ghi chú: i đại diện cho bậc độ trễ của biến

* Biến độc lập: Mô hình gồm 3 biến độc lập sau:

- Tổng sản phẩm quốc nội (Ký hiệu biến gốc: GDP, ký hiệu biến sai phân:

DGDP): Tổng sản phẩm quốc nội được sử dụng để đại diện cho nhu cầu của nước Mỹ.

Trong bài nghiên cứu này, tổng sản phẩm quốc nội đã được điều chỉnh theo mùa bằng

phương pháp Census- X12. Dấu kỳ vọng của biến đại diện cho nhu cầu của Mỹ là

dương do lập luận rằng khi nhu cầu của Mỹ tăng thì nhu cầu hàng hóa nhập khẩu cũng

sẽ tăng theo, do đó kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam sẽ tăng.

- Tỷ giá thực song phƣơng Việt Nam và Mỹ (Ký hiệu biến gốc: RER, ký hiệu

biến sai phân: DRER): Đơn vị tính của biến tỷ giá thực song phương Việt Nam và

Mỹ vọng là VND/USD. Dấu kỳ vọng của biến nghiên cứu này là dương do khi tỷ giá

thực song phương Việt Nam và Mỹ tăng đồng nghĩa với đồng Việt Nam mất giá, khi

đó giá trị hàng hóa xuất khẩu sang Mỹ tính bằng USD sẽ giảm và kích thích nhu cầu

nhập khẩu của Mỹ. Tỷ giá thực được tính theo công thức sau:

RER = NER X CPI MỸ /CPI VN

Trong đó:

 RER: Tỷ giá hối đoái thực song phương Viêt Nam và Mỹ (VND/USD)

 NER; Tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương Viêt Nam và Mỹ (VND/USD)

 CPIMỹ, CPIVN là chỉ số giá tiêu dùng của Mỹ và Việt Nam có năm gốc là năm

2010.

- Biến động tỷ giá hối đoái (Ký hiệu biến gốc: V, ký hiệu biến sai phân: DV):

có nhiều phương pháp để đo lường biến động tỷ giá hối đoái như: phần trăm thay đổi

tuyệt đối của tỷ giá hối đoái; phần dư của mô hình ARIMA; trung bình trượt….Tuy

nhiên trong nghiên cứu này, biến động tỷ giá hối đoái được đo lường qua mô hình

GARCH (1; 1) (Florian Verheyen, 2012).

Mô hình GARCH (1; 1) được sử dụng để đo lường biến động tỷ giá theo công

thức sau:

DNERt = β1 + β2DNERt-1 + ut (2)

t-1 + vt-1 (3)

Vt = π3 + π4u2

Trong đó:

 DNER là sai phân của tỷ giá danh nghĩa song phương của Việt Nam và Mỹ

 V: Biến động tỷ giá danh nghĩa song phương của Việt Nam và Mỹ.

 ut là phần dư thu được từ hồi qui phương trình 2. Ký hiệu trình bày trong kết

quả là RESID

- Tất cả các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu đều được lấy logarit.

3.3.1 Kiểm định t nh dừng

Do mô hình ARDL đòi hỏi các biến phải dừng bậc 0 (I(0)) hoặc bậc 1 (I(1)) hay

các biến dừng ở I(1) phải có mối quan hệ đồng liên kết. Do đó, trước khi tiến hành

kiểm tra kết quả mô hình, ta phải kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu. Một dữ liệu

chuỗi thời gian được xem là dừng nếu như trung bình và phương sai của nó không thay

đổi theo thời gian và giá trị của hiệp phương sai chỉ phụ thuộc vào khoảng cách hay độ

trễ về thời gian giữa hai thời đoạn chứ không phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà hiệp

phương sai được tính, nghĩa là dữ liệu của nó sẽ có xu hướng trở về mức trung bình và

những giao động xung quanh mức trung bình là như nhau.

Kiểm định nghiệm đơn vị là một kiểm định quan trọng khi phân tích tính dừng

của chuỗi thời gian. Trong kinh tế có rất nhiều chuỗi dừng, chuỗi tích hợp bậc I. Bằng

cách sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị có thể kết luận chuỗi dừng hay không, việc tìm

ra kiểm định nghiệm đơn vị là một trong những phát hiện quan trọng của kinh tế hoặc

hiện đại những năm 80 của thế kỷ thứ 20. Do đó, trong bài nghiên cứu, tác giả sử dụng

phương pháp nghiệm đơn vị (Unit Root Test) của Dickey- Fuller. Giả thuyết của kiểm

định này như sau:

H0: Chuỗi dữ liệu có nghiệm hơn vị hay chuỗi dữ liệu là không dừng

H1: Chuỗi dữ liệu không có nghiệm hơn vị hay chuỗi dữ liệu là dừng

Để kiểm định H0, tác giả so sánh giá trị tuyệt đối của thống kê với giá trị tra

bảng DF, nếu giá trị tuyệt đối của lớn hơn giá trị tra bảng, giả thuyết H0 sẽ bị bác bỏ và

ngược lại. Tuy nhiên trong bài nghiên cứu này, tác giả sử dụng giá p- value có được từ

kết quả nghiên cứu để làm cơ sở bác bỏ (chấp nhận) giả thuyết H0.

3.3.2 Kiểm định đồng liên kết

Như đã nói ở trên, mô hình ARDL có thể được áp dụng trong trường hợp các

biến dùng ở bậc I(0) và I(1). Do đó, việc kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết giữa các

biến là điều cần thiết trước khi tiến hành chạy mô hình hồi qui theo phương pháp OLS

để xác định mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn. Mối liên hệ đồng liên kết được kiểm

định qua mô hình sau:

EXPt-i + α2 ∑

GDPt-i + α3 ∑

Vt-i + α4 ∑

RERt-i

EXP = c + α1 ∑

+ β1 EXPt-i+ β2 GDPt-i+ β3 Vt-i+ β4 RERt-i + πt (4)

Để xác định giá trị độ trễ tối ưu của các biến trong mô hình (4) tác giả dựa vào

giá trị AIC và SC thu được sau khi chạy hồi qui mô hình (4) với giá trị độ trễ p của các

biến từ 0 đến 6. Độ trễ tối ưu của các biến là độ trễ trong mô hình có giá trị AC/ SIC là

nhỏ nhất và mô hình không có tương quan phần dư. Kiểm định Breusch-Godfrey được

sử dụng trong nghiên cứu để kiểm tra phương trình lựa chọn không có tương quan

phần dư. Giả thuyết của kiểm định này như sau:

H0: Phƣơng trình không có hiện tƣợng tự tƣơng quan

H1: Phƣơng trình có hiện tƣợng tự tƣơng quan

Để bác bỏ hay chấp nhận H0, tác giả dựa vào giá trị p- value thu được từ kết quả

ước lượng của mô hình.

Tiếp theo, tác giả thực hiện kiểm định Wald để kiểm tra giả thuyết về sự tồn tại

mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình (4). Giả thuyết của kiểm định này

như sau:

H0: β1= β2= β3= β4=0

H1: β1 ≠ β2 ≠ β3 ≠ β4 ≠0

Để bác bỏ hay chấp nhận H0, tác giả dựa vào giá trị F- test thu được từ kiểm

định Wald và so sánh với giá trị F tra từ bảng Bounds Test trong nghiên cứu của

Persaran (2001). Giá trị F tra bảng tại mức 10%, 5% và 1% tương ứng các khoảng sau

(2.45, 3.52), (2.68, 4.01), (3.74, 5.06). Các biến được xem là có mối quan hệ trong dài

hạn khi giá trị F- test thu được nằm ngoài vùng giá trị F tra bảng.

3.3.3 Kiểm định mối quan hệ dài hạn

Mối quan hệ dài hạn giữa xuất khẩu với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP

của Mỹ được kiểm định theo mô hình sau:

GDPt-i + α3 ∑

Vt-i + α4 ∑

RERt-i +

EXPt-i + α2 ∑

EXP = c+ α1 ∑

β1 EXPt-i+ β2 GDPt-i+ β3 Vt-i+ β4 RERt-i + πt (5)

Trong đó j, k, m, n lần lượt là độ trễ độ trễ của các biến xuất khẩu thực, GDP,

biến động tỷ giá và tỷ giá hối đoái thực. Khác với phương trình (4), ở phương trình (5)

độ trễ của các biến không nhất thiết là giống nhau và không nhất thiết xuất phát từ độ

trễ là 0. Giá trị j, k, m, n được tác giả lựa chọn bằng cách hồi qui phương trình (5) bằng

phương pháp OLS với giá trị j, k, m, n thay đổi lần lượt từ 0 đến 6 và chọn phương

trình tối ưu theo giá trị AIC/ SC gần với giá trị AIC/ SC thu được từ kiểm định đồng

liên kết và không vi phạm các giả định về tự tương quan, phương sai thay đổi và các

biến có mối quan hệ trong dài hạn.

Để đảm bảo mô hình là tối ưu nhất, tác giả thực hiện lại kiểm định Breusch-

Godfrey và Wald đối với phương trình được chọn và kiểm định tính ổn định của mô

hình bằng kiểm định CUSUM và CUSUMQ. Đồng thời tác giả cũng thực hiện kiểm

định White để tránh phương trình được chọn có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.

Giả thuyết của kiểm định White như sau:

H0: Phƣơng trình không có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi

H1: Phƣơng trình có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi

Để bác bỏ hay chấp nhận H0, tác giả dựa vào giá trị p- value thu được từ kết quả

của kiểm định White.

Sau khi xác định phương trình tối ưu, tác giả xác định hệ số tương quan dài hạn

của các biến theo công thức sau:

 Hệ số tương quan dài hạn giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá =-

 Hệ số tương quan dài hạn giữa xuất khẩu và tỷ giá hối đoái thực =-

 Hệ số tương quan dài hạn giữa xuất khẩu và GDP =-

Hệ số tương quan dài hạn có ý nghĩa là hệ số có giá trị p- value nhỏ hơn hoặc

bằng 10%

3.3.4 Kiểm định mối quan hệ ngắn hạn

Để kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn, tác giá tiến hành hồi qui OLS

phương trình sau:

GDPt-i + α3 ∑

Vt-i + α4 ∑

RERt-i +

EXPt-i + α2 ∑

EXP = c+ α1 ∑

ECMt-1 + πt (6)

Trong đó:

 j, k, m, n là độ trễ của các biến trong phương trình (5)

 ECM là hệ số điều chỉnh ngắn hạn thu được từ phương trình dài hạn tối ưu đã

được lựa chọn ở trên. Giá trị ECM trong mô hình (5) được xác định dựa trên

phương trình dài hạn tối ưu đã được lựa chọn theo công thức sau:

ECM = EXP- c/ β1 - β2/ β1 GDPt-1- β3 /β1Vt-1 - β4/ β1 RERt-1 (7)

Hệ số tương quan của ECM cho phép chúng ta ước lượng mối quan hệ trong

ngắn hạn giữa xuất khẩu với các biến: biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ.

Dấu kỳ vọng của ECM trong phương trình (6) là dấu âm.

CHƢƠNG 4

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1 ƢỚC LƢỢNG BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ QUA MÔ HÌNH GARCH (1; 1)

Trước khi tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu,

biến động tỷ giá được xác định qua mô hình GARCH (1; 1). Kết quả mô hình GARCH

(1; 1) như sau:

(0.1240) (0.0001) (0.0000)

V = 974.8471 + 0.630368 RESID(-1)^2 + 0.583286 v(-1)

Kết quả mô hình GARCH (1; 1) cho thấy các hệ số của RESID (-1) ^2 và v(-1)

đều dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số ước lượng π2 = 0.583286 cho biết

58.32% biến động của tỷ giá hối đoái ở thời điểm t sẽ tác động lên sự biến động tỷ giá

ở thời điểm t +1. Hệ số ước lượng π1 = 0.630368 cho biết khi tỷ giá hối đoái tăng sẽ tác

động 63.03% lên sự biến động tỷ giá hối đoái ở thời điểm t + 1. Đồ thị biến động tỷ giá

thu được từ kết quả mô hình được thể hiện ở bảng sau:

Hình 4.1: Biến động tỷ giá hối đoái đo lƣờng từ mô hình GARCH (1; 1)

Hình 4.1 cho thấy biến động tỷ giá được chia ra thành 3 giai đoạn:

 Giai đoạn quý 1/1996 đến quý quý 1/2002: Biến động tỷ giá tăng dần từ quý 1

năm 1997 đến quý 4 năm 1998 nguyên nhân là do trong giai đoạn này có sự

điều chỉnh biên độ dao động tỷ giá của ngân hàng nhà nước, cụ thể biến độ dao

động là 1% giai đoạn tháng 11/1996 đến tháng 1/1997; 5% từ tháng 2/1997 đến

9/1997; 10% từ tháng 10/1997 và giảm xuống 7% vào năm 1998. Từ năm 1999

– 2002 biến độ dao động tỷ giá tại các ngân hàng thương mại giảm xuống không

quá 1% nên làm cho biến động tỷ giá trong giai đoạn này giảm so với giai đoạn

trước đó.

 Giai đoạn quý 2/2002 đến quý 3/2007: biến động tỷ giá giữa các kỳ là tương

đương nhau. Nguyên nhân là do trong giai đoạn này, cục dữ trữ liên bang Mỹ

tăng lãi suất dự trữ liên tục nên đã rút ngắn chênh lêch lãi suất USD và VND,

góp phần ổn định tỷ giá VND/USD. Mặt khác, từ 1/7/2002 – 31/12/2006 ngân

hàng nhà nước qui định biên độ biến động tỷ giá không vượt quá 0.25%. Sang

năm 2007, đường biến động tỷ giá trên hình 4.1 cao hơn so với giai đoạn trước

đó, nguyên nhân là do biến độ dao động được nới lỏng lên 0.5%.

 Giai đoạn quý 4/2007 đến quý 2/2014: giai đoạn này được xem là giai đoạn có

nhiều sự thay đổi nhất của biến động tỷ giá và cũng là giai đoạn ngân hàng nhà

nước phải liên tục thay đổi qui định về mức độ biến động của tỷ giá. Tỷ giá hối

đoái có nhiều biến động và có xu hướng tăng dần từ quý 4/2007 đến quý 2/2010.

Nguyên nhân do năm 2008, lạm phát Việt Nam ở mức 2 con số, do lo sợ về việc

mất giá nên người dân có tâm lý dữ trữ vàng và USD, tín dụng ngoại tệ tăng để

tránh sự gia tăng của lãi suất và mất giá của VNĐ. Chính điều này đã làm cho

VND bị giảm giá mạnh và biến động tỷ giá ngày càng lớn. Để tranh tình trạng

bất ổn trên thị trường ngoại hối, cuối năm 2009 ngân hàng nhà nước thực hiện

hàng loạt các biện pháp hành chính nhằm tăng cung và giảm cầu ngoại tệ. Các

biện pháp này đã mang lại hiệu quả, biến động tỷ giá bắt đầu giảm dần. Đến quý

2 năm 2010, nhu cầu ngoại tệ tăng mạnh trong khi cung ngoại tệ lại giảm đã

khiến tỷ giá biến động mạnh. Tình hình này vẫn diễn ra cho đến năm 2011, với

mục tiêu ổn định nền kinh tế và kiềm chế lạm phát, các biện pháp hành chính

khác nhau được thực hiện và tỷ giá VNĐ đã dần ổn định và từ đầu năm 2012

đến năm 2013, tỷ giá liên ngân hàng ổn định ở mức 20,828 VND/USD và điều

chỉnh lên 21,036 từ tháng 6 năm 2013 cho đến nay.

4.2 KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC BIẾN

Trước khi tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá

bằng phương pháp kiểm định giới hạn ARDL, tác giả tiến hành kiểm định tính dừng

của các biến. Kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháp Unit Root Test được thể

hiện trong bảng sau:

Bảng 4.1: Kết quả kiểm định Dickey-Fuller (ADF) Unit Root Test

I(0) I(1) Ký hiệu Bậc Hệ số ƣớc Hệ số ƣớc biến dừng P-value P-value lƣợng lƣợng

EXP -1.295075 0.6278 -10.41232 0.0001 I(1)

N0 -1.388324 0.5835 -11.09424 0.0001 I(1)

N2 -2.095629 0.2471 -10.87539 0.0001 I(1)

N6 -2.938510 0.0458 -10.15973 0.0001 I(0)

N9 -2.113859 0.2400 -10.13793 0.0001 I(1)

RER -0.289884 0.9205 -5.270137 0.0000 I(1)

GDP -1.704102 0.4249 -4.657623 0.0003 I(1)

V -1.845029 0.3562 -8.763843 0.0000 I(1)

Kết quả kiểm định cho thấy các biến: xuất khẩu thực của 4 nhóm hàng phân

theo tiêu chuẩn SITC và tổng xuất khẩu, biến động tỷ giá, tỷ giá hối đoái thực và GDP

dừng ở các bậc khác nhau. Ngoại trừ xuất khẩu của các sản phẩm thuộc nhóm 6 không

có nghiệm đơn vị ở biến gốc, các biến còn lại đều có nghiệm đơn vị ở biến gốc, tức là

không dừng ở I(0). Tuy nhiên, sai phân bậc 1 của các biến số này đều dừng ở bậc I(1).

Như vậy, khi có sự khác biệt trong thứ tự của bậc tích hợp nghiên cứu, mô hình ARDL

là thích hợp nhất để thực hiện kiểm định mối quan hệ giữa các biến.

4.3 MỐI QUAN HỆ GIỮA TỔNG XUẤT KHẨU TỪ VIỆT NAM SANG MỸ

VỚI BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI

4.3.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết

Mối quan hệ đồng liên kết trong phương trình (4) được kiểm tra lần lượt với giá

trị p = 0, 1, … , 6. Bảng 4.2 thể hiện các kết quả thu được từ hồi quy OLS, kiểm định

Breusch-Godfrey và kiểm định Wald tương ứng với từng độ trễ p.

Bảng 4.2: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trƣờng hợp tổng xuất khẩu thực

Kiểm định Breusch- Hồi qui OLS Kiểm định Wald- test Godfrey

p- values p- values Bậc độ p- value p- value của thống của thống trễ Giá trị của của Giá trị SC kê chi kê chi AIC thống kê thống bình bình F kê F phƣơng phƣơng

(0.7845) (0.5315) 0.8106 0.7843 0.1711 0.1570 0

(0.9676) (0.5852) 0.0007 0.0004 0.2143 0.1996 1

(1.1786) (0.6647) 0.1823 0.1658 0.2761 0.1845 2

(1.1340)* (0.4864)* 0.2098 0.1088 0.0640 0.0490 3

(1.0721) (0.2887) 0.2993 0.1499 0.2638 0.2456 4

(1.0904) (0.1691) 0.1507 0.0385 0.0889 0.0683 5

(1.0572) 0.0045 0.0400 0.0024 0.0820 0.0592 6

Tiêu chuẩn SC và AIC đều đề xuất độ trễ tối ưu cho phương trình kiểm định

đồng liên kết là 3. Ở độ trễ p = 3, giá trị p- value của thống kê F của kiểm định Breusch-Godfrey là 20.98% và giá trị p- value thống kê χ2 là 10.88%, do đó giả thuyết

H0 của kiểm định Breusch-Godfrey được chấp nhận hay mô hình kiểm định mối liên hệ

đồng liên kết ở độ trễ p = 3 không có tương quan phần dư. Kết quả kiểm định Wald

cũng cho thấy giá trị p- value của thống kê F của kiểm định Breusch-Godfrey là 6.4% và giá trị p- value thống kê χ2 là 4.9%, do đó giả thuyết H0 của kiểm định Wald bị bát

bỏ hay có sự tồn tại mối quan hệ trong dài hạn của các biến số: tổng xuất khẩu thực từ

Việt Nam sang Mỹ, biến động tỷ giá danh nghĩa, tỷ giá hối đoái thực và GDP của Mỹ ở

mức ý nghĩa 5%.

Do các biến trong mô hình được kiểm định là có đồng liên kết, do đó tác giả sử

dụng mô hình ARDL để kiểm tra mối quan hệ dài và ngắn hạn của biến động tỷ giá và

tổng xuất khẩu thực. Kết quả kiểm định được trình bày ở các phần sau.

4.3.2 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn

Phương trình mối quan hệ dài hạn giữa tổng xuất khẩu thực và biến động tỷ giá

hối đoái có độ trễ lần lượt là 4, 4, 2, 6 tương ứng với các biến tổng xuất khẩu thực, biến

động tỷ giá hối đoái, tỷ giá hối đoái thực và GDP của Mỹ như sau:

EXPt-i + α2 ∑

Vt-i + α3 ∑

RERt-i + α4 ∑

GDPt-i +

EXP = c+ α1 ∑

β1 EXPt-1+ β2 GDPt-1+ β3 Vt-1+ β4 RERt-1 + πt (7)

Do phương trình (7) xãy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi (Kết quả kiểm

định White được trình bày trong phần phụ lục) nên tác giả sử dụng Eviews để khắc

phục hiện tượng này. Kết quả mô hình hồi qui OLS của phương trình (7) đã khắc phục

hiện tượng phương sai sai số thay đổi và kết quả các kiểm định Breusch-Godfrey, kiểm

định Wald như sau:

Bảng 4.3: Kết quả mô hình OLS của phƣơng trình (7)

Độ trễ (i)

Ký hiệu biến 1 2 3 4 5 6 0

(14.33)** c

(0.04) 0.05 0.00*** 0.00 0.03 V

(0.04) (2.09) RER

3.78 2.02 (4.04) (3.86) 6.37** (5.87)*** (4.63)*** GDP

(0.25)* EXP

(0.02)*** V

0.44*** RER

1.17** GDP

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với hệ số tương quan có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey, kiểm định Wald của mô hình hồi

qui OLS của phƣơng trình (7)

Giá trị thống kê F P- Value của thống P- value kê F P- value thống kê χ2

0.6261 0.4777 Kiểm định Breusch-Godfrey 0.9375

0.0128 0.0062 Kiểm định Wald 3.0960

Hình 4.2 Tính ổn định của mô hình hồi qui OLS của phƣơng trình (7) - Kiểm định

CUSUM

Hình 4.3: Tính ổn định của mô hình hồi qui OLS của phƣơng trình (7) - Kiểm

định CUSUMQ

Bàng 4.5: Kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn- trƣờng hợp tổng xuất khẩu

Mối quan hệ dài hạn Hệ số ƣớc lƣợng p- value

Hằng số -56.38016 0.0000

Xuất khẩu thực và biến động tỷ giá -0.096018 0.0996

Xuất khẩu thực và tỷ giá hối đoái thực 1.730382 0.0290

Xuất khẩu thực và GDP của Mỹ 4.589489 0.0000

Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn giữa tổng xuất khẩu thực với biến

động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP nước Mỹ cho thấy:

 Giống như kết quả của nhiều nghiên cứu trước đây, biến động tỷ giá có

tương quan âm với xuất khẩu thực. Mối tương quan này có ý nghĩa ở mức

10%

 Như kỳ vọng, GDP của Mỹ và tỷ giá thực có tương quan dương với tổng

xuất khẩu thực ở mức ý nghĩa 1% và 5%.

4.3.3 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn

Mô hình mối quan hệ trong ngắn hạn giữa tổng xuất khẩu thực với biến động tỷ

giá hối đoái có dạng sau:

EXPt-i + α2 ∑

Vt-i + α3 ∑

RERt-i + α4 ∑

GDPt-i +

EXP = c+ α1 ∑

ECM (-1) + πt (8)

Biến số ECM trong mô hình (8) được suy ra từ mối quan hệ dài hạn giữa tổng

xuất khẩu thực với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP nước Mỹ. Cụ thể:

ECM = EXP + 56.38016 +0.096018 V - 1.730382 RER - 4.589489GDP

Kết quả mối quan hệ trong ngắn hạn tổng xuất khẩu thực với biến động tỷ giá

hối đoái được thể hiện trong bảng sau:

Bảng 4.6: Kết quả hồi qui OLS của phƣơng trình (8)

Độ trễ

Ký hiệu biến - 1 2 3 4 5 6

c 2.05E-09

V (0.04)*** 0.05*** 0.00 0.00 0.03

RER (0.04) (2.09)**

GDP 3.78 2.02 (4.04) (3.86) 6.37** (5.87)** (4.63)***

ECM (0.25)*

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với hệ số tương quan có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Trong ngắn hạn, biến động tỷ giá, tỷ giá hối đoái thực và GDP của Mỹ đều có

ảnh hưởng đến tổng xuất thực. Tổng các tác động này sẽ làm 25.41% sai lệch trong

mối quan hệ giữa tổng xuất khẩu thực với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ

của kỳ này được điều chỉnh trong kỳ tiếp theo ở mức ý nghĩa 1%.

4.4 MỐI QUAN HỆ GIỮA XUẤT KHẨU THỰC CỦA NHÓM 0 (NHÓM HÀNG

LƢƠNG THỰC, THỰC PHẨM VÀ ĐỘNG VẬT SỐNG) VỚI BIẾN ĐỘNG TỶ

GIÁ HỐI ĐOÁI

4.4.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết

Kết quả thu được từ mô hình hồi quy OLS của biến động tỷ giá, xuất khẩu thực

của nhóm 0, tỷ giá thực và GDP của Mỹ; kiểm định Breusch-Godfrey và kiểm định

Wald tương ứng với từng độ trễ p = 0, 1, …, 6 được thể hiện trong bảng sau:

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trƣờng hợp tổng xuất khẩu của nhóm

Hồi qui OLS Kiểm định Wald Kiểm định Breusch- Godfrey

Bậc độ trễ

Giá trị SC Giá trị AIC p- value của thống kê F p- value của thống kê F

(1.3265)* (1.0914) (0.8929) (0.7080) (0.5329) (0.3511) (0.0902) (1.5795)* (1.4738) (1.4069) (1.3555) (1.3163) (1.2724) (1.1518) 0.4163 0.3620 0.2034 0.6859 0.9464 0.3418 0.0084 p- values của thông kê chi bình phƣơng 0.3666 0.2884 0.1250 0.5775 0.9148 0.1513 0.0002 0.0063 0.0195 0.1834 0.1748 0.3177 0.1884 0.2096 p- values của thông kê chi bình phƣơng 0.0033 0.0126 0.1669 0.1565 0.3016 0.1658 0.1842 0 1 2 3 4 5 6

Tiêu chuẩn SC và AIC đều đề xuất độ trễ tối ưu cho phương trình kiểm định

đồng liên kết là 0. Ở độ trễ p = 0, giá trị p- value của thống kê F của kiểm định Breusch-Godfrey là 41.63% và giá trị p- value thống kê χ2 là 36.66%, do đó giả thuyết

H0 của kiểm định Breusch-Godfrey được chấp nhận hay mô hình kiểm định mối liên hệ

đồng liên kết ở độ trễ p = 0 không có tương quan phần dư. Kết quả kiểm định Wald cũng cho thấy giá trị p- value của thống kê F là 0.63% và giá trị p- value thống kê χ2 là

0.33%, do đó giả thuyết H0 của kiểm định Wald- test bị bát bỏ hay có sự tồn tại mối

quan hệ trong dài hạn của các biến số: tổng xuất khẩu thực từ Việt Nam sang Mỹ của

nhóm 0, biến động tỷ giá danh nghĩa, tỷ giá hối đoái thực và GDP của Mỹ ở mức ý

nghĩa 1%.

4.4.2 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn

Thực hiện kiểm định OLS phương trình (5) với các bậc độ trễ của các biến thay

đổi từ 0 đến 6 và lựa chọn mô hình tối ưu, mô hình ARDL kiểm định mối quan hệ giữa

biến động tỷ giá và xuất khẩu thực của nhóm 0 có độ trễ lần lượt là 0, 5, 0, 4 tương ứng

với các biến và xuất khẩu thực của nhóm lương thực, thực phẩm và động vật, biến

động tỷ giá hối đoái, tỷ giá hối đoái thực và GDP của Mỹ. Phương trình hồi qui OLS

có dạng sau:

Vt-i + α2 + α3 ∑

GDPt-i + β1 EXPt-1+ β2 GDPt-1+ β3

EXP = c+ α1 ∑

Vt-1+ β4 RERt-1 + πt (9)

Kết quả mô hình hồi qui OLS để kiểm định mối quan hệ dài hạn, kiểm định

Breusch-Godfrey và kiểm định Wald, kiểm định White được thể hiện ở các bảng sau:

Bảng 4.8: Kết quả hồi qui OLS của phƣơng trình (9)

Độ trễ (i)

Ký hiệu biến 0 1 2 3 4 5

c (18.31)*

0.01 (0.01) (0.02) (0.05)* (0.04)* V (0.01)

RER 1.52**

1.12 (1.94) (2.08) (0.93) GDP 1.45

N0 (0.40)*

V 0.02***

RER 1.07*

GDP 0.86**

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với hệ số tương quan có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Bảng 4.9: Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey, kiểm định Wald, kiểm định White

của mô hình hồi qui OLS của phƣơng trình (9)

Giá trị thống kê F P- Value của thống P- value kê F P- value thống kê χ2

Kiểm định Breusch-Godfrey 1.0940 0.3431 0.2321

Kiểm định Wald 2.1477 0.0886 0.0722

Kiểm định White 1.0160 0.4565 0.4226

Kết quả kiểm định tương quan phần dư cho thấy giá trị p-value của thống kê F và χ2 đều lớn hơn mức 10%, do đó giả thuyết H0 của Kiểm định Breusch-Godfrey được

chấp nhận hay phương trình không có tương quan phần dư. Giá trị p-value của thống kê F và χ2 của kiểm định Wald đều nhỏ hơn 10%, do đó giả thuyết H0 của kiểm định

Wald bị bác bỏ hay có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình ARDL

(0, 5, 0, 4). Kết quả kiểm định White cũng cho thấy mô hình hồi qui không có hiện

tượng phương sai sai số thay đổi. Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ dưới đây

càng chứng tỏ phương trình ARDL (0, 5, 0, 4) được lựa chọn là phù hợp.

Hình 4.4: Tính ổn định của mô hình hồi qui OLS của phƣơng trình (9) - kiểm

định CUSUM

Hình 4.5: Tính ổn định của mô hình hồi qui OLS của phƣơng trình (9) - kiểm

định CUSUMQ

Từ kết quả hồi qui OLS ở bảng 4.9, hệ số mối quan hệ dài hạn giữa xuất khẩu

thực của nhóm lương thực, thực phẩm và động vật sống với biến động tỷ giá, tỷ giá hối

đoái thực và GDP của Mỹ như sau:

Bàng 4.10: Kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn- trƣờng hợp tổng xuất khẩu

của nhóm 0

Mối quan hệ dài hạn Hệ số ƣớc lƣợng p- value

Hằng số -46.21773 0.0000

Xuất khẩu thực và biến động tỷ giá 0.055151 0.0700

Xuất khẩu thực và tỷ giá hối đoái thực 2.699787 0.0000

Xuất khẩu thực và GDP của Mỹ 2.163973 0.0000

Kết quả bảng 4.10 cho thấy trong dài hạn, biến động tỷ giá có tương quan dương

với tổng xuất khẩu thực của nhóm 1 ở mức ý nghĩa 10%. Ngoài ra các biến tỷ giá hối

đoái thực và GDP của Mỹ cũng có tương quan dương với tổng xuất khẩu thực của

nhóm hàng lương thực, thực phẩm và động vật ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này hoàn

toàn phù hợp với kỳ vọng dấu ban đầu của các biến.

4.4.3 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn

Mô hình mối quan hệ trong ngắn hạn giữa xuất khẩu thực nhóm lương thực,

thực phẩm và động vật với biến động tỷ giá hối đoái có dạng sau:

Vt-i + α2 + α3 ∑

GDPt-i + β ECMt-1+ πt (10)

N0 = c+ α1 ∑

Trong đó hệ số ngắn hạn ECM được xác định từ kết quả ước lượng mối quan hệ

trong dài hạn.

ECM = N0 + 47.97515 - 15.80776 V - 2.805821 RER - 2.227576 GDP

Kết quả mô hình hồi qui OLS, kết quả kiểm định các giả định của mô hình OLS

được thể hiện ở các bảng sau:

Bảng 4.11: Kết quả hồi qui OLS phƣơng trình (10)

Độ trễ

Ký hiệu biến 0 1 2 3 4 5

c 0.01

V (0.01) 0.01 (0.01) (0.01) (0.05)* (0.05)*

RER 1.69*

GDP 1.55 1.24 (1.95) (1.95) (0.61)

ECM (0.39)*

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với hệ số tương quan có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Bảng kết quả hồi qui 4.11 cho thấy:

 Mối tương quan giữa xuất khẩu thực của nhóm hàng lương thực, thực phẩm và

động vật với GDP Mỹ của Mỹ không có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân là do

đối với Mỹ, Việt Nam là đối tác thương mại nhỏ cho nên trong khoảng thời gian

ngắn, việc gia tăng trong GDP Mỹ sẽ không có ảnh hưởng nhiều đến nhập khẩu

hàng hóa từ Việt Nam của Mỹ.

 Tỷ giá xuất khẩu có tương quan dương đến xuất khẩu thực của nhóm hàng

lương thực, thực phẩm và động vật và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Như đã

biết, khi tỷ giá VND/USD tăng chứng tỏ đồng Việt Nam giảm giá, khi đó giá

hàng hóa Việt Nam tại Mỹ sẽ giảm, tiêu dùng hàng hóa Việt Nam ở Mỹ gia tăng

và lượng nhập khẩu hàng hóa Việt Nam sẽ nhiều hơn

 Biến động tỷ giá có tương quan âm đến xuất khẩu thực của nhóm hàng lương

thực, thực phẩm và động vật và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với độ trễ

bậc 4 và 5. Nguyên nhân được giải thích là do khi biến động tỷ giá trong ngắn

hạn tăng, nhà xuất khẩu có tâm lý lo sợ về việc biến động nhiều hơn của tỷ giá

trong tương lai, do đó lượng hàng xuất khẩu sẽ giảm để tránh rủi ro do tỷ giá có

khả năng biến động nhiều hơn.

 Hệ số ECM ước tính là -0.39 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này cho

thấy có 39% sai lệch mối quan hệ giữa xuất khẩu thực của nhóm hàng lương

thực, thực phẩm và động vật với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ

của kỳ này được điều chỉnh trong kỳ tiếp theo.

4.5 MỐI QUAN HỆ GIỮA XUẤT KHẨU NHÓM 2 (NHÓM NGUYÊN LIỆU

THÔ KHÔNG DÙNG ĐỂ ĂN TRỪ NHIÊN LIỆU) VỚI BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ

HỐI ĐOÁI

4.5.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết

Kết quả thu được từ mô hình hồi quy OLS của biến động tỷ giá, xuất khẩu thực

của nhóm 2, tỷ giá thực và GDP của Mỹ; kiểm định Breusch-Godfrey và kiểm định

Wald- test tương ứng với từng độ trễ p = 0, 1, …, 6 được thể hiện trong bảng sau:

Bảng 4.12: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trƣờng hợp tổng xuất khẩu thực của

nhóm 2

Hồi qui OLS Kiểm định Wald- test Kiểm định Breusch- Godfrey

Bậc độ trễ

Giá trị AIC Giá trị SC p- value của F- statistic p- values Chi- square p- value của F- statistic p- values Chi- square

0.7038 0.9567* 0.4150 0.3653 0.0078 0.0043 0

0.6384 1.0208 0.4063 0.3314 0.0418 0.0313 1

0.7204 1.2344 0.0137 0.0049 0.0318 0.0219 2

0.6272 1.2747 0.4417 0.3076 0.0053 0.0021 3

0.5448* 1.3282 0.6229 0.4687 0.0061 0.0023 4

0.5834 1.5048 0.2800 0.1078 0.0363 0.0223 5

0.6163 1.6780 0.1418 0.0225 0.0592 0.0392 6

Tiêu chuẩn AIC đề xuất bậc độ trễ của các biến p= 4, trong khi tiêu chuẩn AC

đề xuất bậc độ trễ của các biến p= 2. Mặc dù hai bậc độ trễ đề xuất ở 2 tiêu chí khác

nhau nhưng kết quả thu được từ kiểm định Breusch-Godfrey và kiểm định Wald đều

cho thấy ở 2 bậc độ trễ p=0 và p=4 đều không xãy ra hiện tượng tương quan phần dư

và đều có mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến. Do đó, khi tiến hành lựa chọn độ trễ

cho các biến trong mô hình ARDL, tác giả đều có thể dựa vào giá trị AIC/SC của

phương trình bậc độ trễ p=0 hoặc bậc độ trễ p=4.

4.5.2 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn

Mô hình ARDL được lựa chọn để kiểm tra mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn của

xuất khẩu thực của nhóm 2 với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ là 0, 1,4, 3.

Mô hình mối quan hệ dài hạn giữa các biến được thể hiện qua phương trình sau:

Vt-i + α2∑

+ α3 ∑

GDPt-i + β1 EXPt-1+ β2

EXP = c+ α1 ∑

GDPt-1+ β3 Vt-1+ β4 RERt-1 + πt (11)

Kết quả mô hình hồi qui OLS của phương trình (11) và kết quả các kiểm định

Breusch-Godfrey, kiểm định Wald, kiểm định White như sau:

Bảng 4.13: Kết quả hồi qui OLS phƣơng trình (11)

Độ trễ (i) Ký hiệu biến 0 1 2 3 4

c (30.29)*

V 0.12**

(2.62)*** (2.87) (0.25) (5.55) RER 0.57

23.37** 1.48 (15.07)** GDP 2.85

N2 (0.40)*

V 0.04

RER 1.76*

GDP 1.22*

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với hệ số tương quan có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Bảng 4.14: Kết quả kiểm định các giả thuyết hồi qui OLS của phƣơng trình (11)

Kết quả kiểm định p- value F p- values χ2 Giá trị của thống kê F

Kiểm định Breusch-Godfrey 0.732 0.6627 0.3138

Kiểm định Wald 0.0140 0.0080 4.5588

Kiểm định White 0.486 0.4517 0.9794

Giá trị AIC thu được từ hồi qui OLS phương trình (11) là 0.525462, không có

sự khác biệt lớn với giá trị AIC thu được từ kiểm định đồng liên kết ở bậc độ trễ p=4

của các biến. Ngoài ra kết quả kiểm định các giả thuyết hồi qui OLS của phương trình

(11) cũng cho thấy không có hiện tương tự tương quan, không có hiện tượng phương

sai thay đổi. Ngoài ra, kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ cho thấy sự ổn định

của mô hình được chọn.

Hình 4.6: T nh ổn định của hồi qui OLS của phƣơng trình (11)- Kiểm định

CUSUM

Hình 4.7: T nh ổn định của hồi qui OLS của phƣơng trình (11)- Kiểm định

CUSUMQ

Từ kết quả hồi qui OLS ở bảng 4.13, hệ số mối quan hệ dài hạn giữa xuất khẩu

thực của nhóm 2 với biến động tỷ giá, tỷ giá hối đoái thực và GDP của Mỹ được thể

hiện ở bảng sau:

Bảng 4.15: Kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn- trƣờng hợp tổng xuất khẩu

thực của nhóm 2

Mối quan hệ dài hạn Hệ số ƣớc lƣơng p- value

Hằng số -76.24320 0.0000

Xuất khẩu thực và biến động tỷ giá 0.111974 0.2330

Xuất khẩu thực và tỷ giá hối đoái thực 4.437268 0.0000

Xuất khẩu thực và GDP của Mỹ 3.061536 0.0020

Kết quả bảng 4.15 cho thấy trong dài hạn, tỷ giá hối đoái thực và GDP của Mỹ

có tương quan dương với xuất khẩu thực của nhóm 2 với mức ý nghĩa thống kê là 1%.

Mối tương quan này đúng với kỳ vọng ban đầu. Biến động tỷ giá có tương quan dương

với xuất khẩu thực của nhóm 2, tuy nhiên mối tương quan này không có ý nghĩa thống

kê.

4.5.3 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn

Mô hình mối quan hệ trong ngắn hạn giữa xuất khẩu thực của nhóm 2 với biến

động tỷ giá hối đoái có dạng sau:

Vt-i + α2∑

+ α3 ∑

GDPt-i + β1 ECMt-1 + πt (12) Trong đó hệ số ngắn hạn ECM được xác định từ kết quả ước lượng mối quan hệ

EXP = c+ α1 ∑

trong dài hạn.

ECM = N2 + 76.24320- 0.111974 V - 4.437268 RER - 3.061536 GDP

Kết quả mô hình hồi qui OLS, kết quả kiểm định các giả định của mô hình OLS

được thể hiện ở các bảng sau:

Bảng 4.16 Kết quả hồi qui OLS phƣơng trình (12)

Độ trễ (i)

Ký hiệu biến 1 2 0 3 4

c -1.13E-05

0.12** V

RER 0.57 (2.62)*** (2.87) (0.25) (5.55)

GDP 2.85 23.37** 1.48 (15.07)**

ECM (0.40)*

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với hệ số tương quan có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Kết quả kiểm định mối quan hệ ngắn hạn hồi qui OLS của phương trình (12)

cho thấy:

 Các biến tỷ giá thực và GDP Mỹ cũng có mối tương quan dương với xuất khẩu

thực của nhóm hàng nguyên liệu thô không ăn được (không bao gồm nhiên

liệu). Tuy nhiên trong khi GDP tại Mỹ có tác động dương thì tỷ giá thực lại có

mối tương quan âm (ngược với kỳ vọng dấu).

 Biến động tỷ giá có mối tương quan dương trong ngắn hạn đối với xuất khẩu

thực của nhóm hàng nguyên liệu thô không ăn được (không bao gồm nhiên liệu)

ở mức 5%.

 Hệ số ECM có dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% chứng tỏ trong ngắn

hạn mối quan hệ giữa xuất khẩu thực của nhóm hàng nguyên liệu thô không ăn

được (không bao gồm nhiên liệu) với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP sẽ tự

điều chỉnh về trạng thái cân bằng trong một quý.

4.6 MỐI QUAN HỆ GIỮA XUẤT KHẨU THỰC CỦA NHÓM 6 (NHÓM HÀNG

CHẾ BIẾN PHÂN LOẠI CHỦ YÊU THEO NHIÊN LIỆU (CHỦ YẾU LÀ CÁC

MẶT HÀNG CÔNG NGHIỆP NHẸ)) VỚI BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI

4.6.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết

Kết quả thu được từ mô hình hồi quy OLS của biến động tỷ giá, xuất khẩu thực

của nhóm 6, tỷ giá thực và GDP của Mỹ; kiểm định Breusch-Godfrey và kiểm định

Wald tương ứng với từng độ trễ p = 0, 1, …, 6 được thể hiện trong bảng sau:

Bảng 4.17: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trƣờng hợp tổng xuất khẩu thực của

nhóm 6

Hồi qui OLS Kiểm định Wald Kiểm định Breusch- Godfrey

Bậc độ trễ Giá trị SC Giá trị AIC p- value của F- statistic p- values Chi- square p- value của F- statistic p- values Chi- square

(0.6002) (0.3472)* 0.5448 0.4974 0.1207 0.1068 0

(0.6647) (0.2823) 0.0613 0.0364 0.0422 0.0317 1

(0.7072)* (0.1932) 0.8067 0.7497 0.0025 0.0009 2

(0.6460) 0.0015 0.9011 0.8585 0.0046 0.0018 3

(0.5686) 0.2148 0.0262 0.0045 0.0647 0.0481 4

(0.5682) 0.3531 0.0095 0.0006 0.0055 0.0017 5

(0.5464) 0.5153 0.7836 0.6070 0.0207 0.0097 6

Tiêu chí AIC và SC đề xuất bậc độ trễ p khác nhau cho mô hình kiểm định đồng

liên kết. Tuy nhiên, ở bậc độ trễ p=0 được đề xuất bởi tiêu chí SC, các kết quả kiểm

định cho thấy mô hình được chọn không có tự tương quan nhưng các biến trong mô

hình lại không có mối quan hệ trong dài hạn. Do đó, ta chọn bậc độ trễ p=2 được đề

xuất bởi tiêu chí AIC. Ở bậc độ trễ này mô hình không có tương quan phần dư và các

biến trong mô hình có mối quan hệ trong dài hạn ở mức ý nghĩa 5%.

4.6.2 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn

Mô hình ARDL được lựa chọn để kiểm tra mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn của

xuất khẩu thực của nhóm 6 với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ là 2, 3, 2,

Mô hình mối quan hệ dài hạn giữa các biến được thể hiện qua phương trình sau:

EXPt-i + α2 ∑

Vt-i + α3 ∑

RERt-i + α4 ∑

GDPt-i +

N6 = c + α1 ∑

β1 EXPt-1+ β2 GDPt-1+ β3 Vt-1+ β4 RERt-1 + πt (13)

Do phương trình (13) xãy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi, nên khi ồi

qui OLS phương trình (13) tác giả đã khắc phục bằng phần mềm Eviews, kết quả hồi

qui OLS của phương trình (13) và kết quả các kiểm định Breusch-Godfrey, kiểm định

Wald như sau:

Bảng 4.18: Kết quả hồi qui OLS phƣơng trình (13)

Độ trễ (i) Ký hiệu biến 0 1 2 3

c (21.72)**

DV 0.09** (0.02) (0.04) 0.03

DRER 0.00 (0.17) (2.83)*

DGDP 4.46 (0.55) 1.67 (4.95)

N6 (0.18)**

V 0.04**

RER 0.89**

GDP 1.32***

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với hệ số tương quan có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Bảng 4.19: Kết quả kiểm định các giả thuyết hồi qui OLS của phƣơng trình (13)

Giá trị thống P-value Thống kê P- value P- values χ2 F kê F

Kiểm định Breusch-Godfrey 0.9944 0.9922 0.0056

Kiểm định Wald 0.0183 0.0108 3.3273

Hình 4.8: T nh ổn định của hồi qui OLS của phƣơng trình (13) - Kiểm định

CUSUM

Hình 4.9: T nh ổn định của hồi qui OLS của phƣơng trình (13) - Kiểm định

CUSUMQ

Các kết quả kiểm định vi phạm hồi qui OLS của phương trình (13) đều cho thấy

mô hình không có vi phạm giả định về tự tương quan, phương sai thay đổi. Kiểm định

Wald cũng cho thấy các biến số trong mô hình cũng được xác định là có mối quan hệ

trong dài hạn. Ngoài ra kiểm định CUSUM và CUSUMQ cũng cho thấy phương trình

(13) là ổn định.

Từ kết quả hồi qui OLS của phương trình (13), hệ số mối quan hệ dài hạn giữa

xuất khẩu thực của nhóm 6 với biến động tỷ giá, tỷ giá hối đoái thực và GDP của Mỹ

được thể hiện ở bảng sau:

Bảng 4.20: Kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn- Trƣờng hợp xuất khẩu thực

của nhóm 6

Mối quan hệ dài hạn Hệ số ƣớc lƣợng p- value

Hằng số -5.220138 0.0000

Xuất khẩu thực và biến động tỷ giá 1.701531 0.0949

Xuất khẩu thực và tỷ giá hối đoái thực 3.085644 0.0033

Xuất khẩu thực và GDP của Mỹ 6.057946 0.0000

Kết quả bảng 4.20 cho thấy:

 Tương tự các trường hợp trước, GDP của Mỹ và tỷ giá hối đoái thực có mối

tương quan với xuất khẩu thực và đúng với dấu kỳ vọng. Mức ý nghĩa trong

trường hợp xuất khẩu của nhóm 6 là 1% đối với mối quan hệ dài hạn với

GDP và 1% đối với mối quan hệ dài hạn với tỷ giá thực.

 Xuất khẩu thực của nhóm 6 có mối tương quan dương với biến động tỷ giá

và có ý nghĩa ở mức 10%.

4.6.3 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn

Mô hình mối quan hệ trong ngắn hạn giữa xuất khẩu thực của nhóm 6 với biến

động tỷ giá hối đoái có dạng sau:

EXPt-i + α2 ∑

Vt-i + α3 ∑

RERt-i + α4 ∑

GDPt-i +

N6 = c + α1 ∑

β1ECM + πt (14)

Trong đó hệ số ngắn hạn ECM được xác định từ kết quả ước lượng mối quan hệ

trong dài hạn.

ECM = N6 + 5.220138 - 1.701531V - 3.085644RER - 6.057946GDP

Kết quả mô hình hồi qui OLS, kết quả kiểm định các giả định của mô hình OLS

được thể hiện ở các bảng sau:

Bảng 4.21: Kết quả hồi qui OLS phƣơng trình (14)

Độ trễ (i)

Ký hiệu biến 0 1 2 3

c 8.23E-06

V 0.09* (0.02) (0.04) 0.03

RER 0.00 (0.17) (2.83)*

GDP 4.46 (0.55) 1.67 (4.95)

ECM (0.18)*

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với hệ số tương quan có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Kết quả kiểm định mối quan hệ ngắn hạn hồi qui OLS của phương trình (14) cho thấy:

 Biến động tỷ giá có mối tương quan dương trong ngắn hạn đối với xuất khẩu

thực của nhóm 6

 Hệ số ECM có dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% chứng tỏ trong ngắn

hạn mối quan hệ giữa xuất khẩu thực của nhóm 6 với biến động tỷ giá, tỷ giá

thực và GDP sẽ tự điều chỉnh về trạng thái cân bằng trong một quý.

4.7 MỐI QUAN HỆ GIỮA XUẤT KHẨU THỰC NHÓM N9 (HÀNG HÓA

KHÔNG THUỘC CÁC NHÓM TRÊN) VỚI BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI

4.7.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết

Kết quả thu được từ mô hình hồi quy OLS của biến động tỷ giá, xuất khẩu thực

của nhóm9, tỷ giá thực và GDP của Mỹ; kiểm định Breusch-Godfrey, kiểm định Wald-

test và kiểm định White tương ứng với từng độ trễ p = 0, 1, …, 6 được thể hiện trong

bảng sau:

Bảng 4.22: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trƣờng hợp tổng xuất khẩu thực của

nhóm 9

Hồi qui OLS Kiểm định Wald Kiểm định Breusch- Godfrey

Bậc độ trễ Giá trị SC Giá trị AIC p- value của F- statistic p- values Chi- square p- value của F- statistic p- values Chi- square

0.1865 0.4395* 0.4369 0.3872 - - 0

0.2403 0.6228 0.0520 0.0303 - - 1

0.0983* 0.6123 0.0815 0.0401 - - 2

0.1121 0.7597 0.4373 0.3033 0.0007 0.0001 3

0.1260 0.9094 0.5575 0.3934 0.0086 0.0036 4

0.2296 1.1510 0.1561 0.0408 0.0269 0.0151 5

0.0543 1.1160 0.2576 0.0684 0.0252 0.0126 6

Tiêu chí SC đề xuất bậc độ trễ tối ưu của phương trình kiểm định đồng liên kết

là p=0, Ở bậc độ trễ này, kiểm định Breusch-Godfrey cho thấy phương trình không có

tương quan phần dư. Kết quả kiểm định Wald cho thấy các biến trong mô hình có mối

quan hệ trong dài hạn ở mức ý nghĩa 1%.

Tiêu chí AIC đề xuất bậc độ trễ tối ưu của phương trình kiểm định đồng liên kết

là p=2. Ở bậc độ trễ này, kiểm định Breusch-Godfrey cho thấy phương trình không có

tương quan phần dư. Kết quả kiểm định Wald cho thấy các biến trong mô hình có mối

quan hệ trong dài hạn ở mức ý nghĩa 1%. Do đó, chúng ta có thể sử dụng mô hình

ARDL để kiểm tra mối quan hệ giữa tổng xuất khẩu thực của nhóm 9 với biến động tỷ

giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ.

4.7.2 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn

Mô hình ARDL được lựa chọn để kiểm tra mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn của

xuất khẩu thực của nhóm 9 với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ là 0, 6, 6,

Mô hình mối quan hệ dài hạn giữa các biến được thể hiện qua phương trình sau:

Vt-i + α2∑

+ α3 ∑

GDPt-i + β1 EXPt-1+ β2

EXP = c+ α1 ∑

GDPt-1+ β3 Vt-1+ β4 RERt-1 + πt (15)

Kết quả mô hình hồi qui OLS của phương trình (13) và kết quả các kiểm định

Breusch-Godfrey, kiểm định Wald, kiểm định White như sau:

Bảng 4.23: Kết quả hồi qui OLS phƣơng trình (15)

Độ trễ (i)

Ký hiệu biến 0 1 2 3 4 5 6

c (33.08)*

DV 0.05 0.00 0.06 0.03 (0.02) 0.01 (0.08)

DRER 1.30 (2.94) (0.09) (4.21)* 0.11 1.66 (6.58)*

DGDP (0.77) (7.72) 1.10 0.69

(0.86)* N6

(0.07)** V

0.82** RER

2.52* GDP

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với hệ số tương quan có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Bảng 4.24: Kết quả kiểm định các giả thuyết hồi qui OLS của phƣơng trình (15)

P- value p- values χ2 Giá trị thống kê F P-value của thống kê F

1,3906 0.2604 0.1229 Kiểm định Breusch- Godfrey

Kiểm định Wald 0.5217 0.0000 0.0000

Kiểm định White 12.6180 0.9485 0.9048

Hình 4.10: T nh ổn định của hồi qui OLS của phƣơng trình (15) - Kiểm định

CUSUM

Hình 4.11: T nh ổn định của hồi qui OLS của phƣơng trình (15)- Kiểm định

CUSUMQ

Các kết quả kiểm định vi phạm hồi qui OLS của phương trinh (15) đều cho thấy

mô hình không có vi phạm giả định về tự tương quan, phương sai thay đổi. Kiểm định

Wald cũng cho thấy các biến số trong mô hình cũng được xác định là có mối quan hệ

trong dài hạn. Ngoài ra kiểm định CUSUM và CUSUMQ cũng cho thấy phương trình

(15) là ổn định.

Từ kết quả hồi qui OLS của phương trình (15), hệ số mối quan hệ dài hạn giữa

xuất khẩu thực của nhóm 9 với biến động tỷ giá, tỷ giá hối đoái thực và GDP của Mỹ

được thể hiện ở bảng sau:

Bảng 4.25 Kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn- Trƣờng hợp tổng xuất khẩu

thực của nhóm 9

Mối quan hệ dài hạn Hệ số ƣớc lƣợng p- value

Hằng số -38.27082 0.0001

Xuất khẩu thực và biến động tỷ giá -0.083927 0.0353

Xuất khẩu thực và tỷ giá hối đoái thực 0.94842 0.0659

Xuất khẩu thực và GDP của Mỹ 2.91954 0.0000

Kết quả bảng 4.25 cho thấy:

 Tương tự các trường hợp trước, GDP của Mỹ và tỷ giá hối đoái thực có mối tương

quan với xuất khẩu thực và đúng với dấu kỳ vọng. Mức ý nghĩa trong trường hợp

xuất khẩu của nhóm 9 là 1% đối với mối quan hệ dài hạn với GDP và 10% đối với

mối quan hệ dài hạn với tỷ giá thực.

 Xuất khẩu thực của nhóm 9 có mối tương quan âm với biến động tỷ giá và có ý

nghĩa ở mức 1%.

4.7.3 Kết quả kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn

Mô hình mối quan hệ trong ngắn hạn giữa xuất khẩu thực nhóm 9 với biến động

tỷ giá hối đoái có dạng sau:

Vt-i + α2∑

+ α3 ∑

GDPt-i + β1 EXPt-1+ β2

EXP = c+ α1 ∑

GDPt-1+ β3 Vt-1+ β4 RERt-1 + πt (16)

Trong đó hệ số ngắn hạn ECM được xác định từ kết quả ước lượng mối quan hệ

trong dài hạn.

ECM = N9 + 38.27082 + 0.083927 V - 0.94842 RER - 2.91954GDP

Kết quả mô hình hồi qui OLS, kết quả kiểm định các giả định của mô hình OLS

được thể hiện ở các bảng sau:

Bảng 4.26: Kết quả hồi qui OLS phƣơng trình (16)

Độ trễ (i)

Ký hiệu biến 0 1 2 3 4 5 6

c 1.79E-06

V 0.05 0.00 0.06 0.03 (0.02) 0.01 (0.08)***

RER 1.30 (2.94) (0.09) (4.21)* 0.11 1.66 (6.58)*

GDP (0.77) (7.72) 1.10 0.69

ECM (0.86)*

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với hệ số tương quan có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%

Kết quả kiểm định mối quan hệ ngắn hạn hồi qui OLS của phương trình (16) cho thấy:

 Biến động tỷ giá có mối tương quan âm trong ngắn hạn đối với xuất khẩu thực

của nhóm 9.

 Hệ số ECM có dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% chứng tỏ trong ngắn

hạn mối quan hệ giữa xuất khẩu thực của nhóm 9 với biến động tỷ giá, tỷ giá

thực và GDP sẽ tự điều chỉnh về trạng thái cân bằng trong một quý.

4.8 ĐÁNH GIÁ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Bằng cách thực hiện phương pháp kiểm định ARDL để kiểm tra mối quan hệ

giữa xuất khẩu thực của 4/10 nhóm hàng được phân theo tiêu chuẩn quốc tế SITC và

tổng xuất khẩu thực từ Việt Nam sang Mỹ với biến động tỷ giá được đo lường qua mô

hình GARCH (1; 1), tỷ giá hối đoái thực và GDP của Mỹ, kết quả thu được như sau:

Bảng 4.27: Tóm tắt kết quả nghiên cứu trong dài hạn

Tƣơng quan dƣơng Tƣơng quan âm

Mối quan hệ dài hạn

Có ý nghĩa thống kê Không có ý nghĩa thống kê Có ý nghĩa thống kê Không có ý nghĩa thống kê

Xuất khẩu và biến động tỷ giá 1/5 2/5 2/5 -

Xuất khẩu và tỷ giá thực - - 5/5 -

Xuất khẩu và GDP của Mỹ - - 5/5 -

Trong dài hạn, tỷ giá thực và GDP của Mỹ đều có mối tương quan dương với

xuất khẩu thực trong tất cả các trường hợp quan sát. Mối quan hệ này hoàn toàn giống

với kỳ vọng ban đầu của tác giả. Mối tương quan dương giữa tỷ giá thực và xuất khẩu

có thể được giải thích như sau:

 Tỷ giá thực biểu thể hiện sức mua của đồng tiền này so với đồng tiền khác. Khi

tỷ giá VND/USD tăng chứng tỏ sức mua của VNĐ đang giảm. Lúc đó giá hàng

hóa xuất khẩu của Việt Nam tính bằng USD sẽ giảm nên làm tăng tính cạnh

tranh của hàng Việt Nam trên thị trường Mỹ, kéo theo việc gia tăng tiêu dùng

hàng Việt Nam và gia tăng của các đơn đặt hàng xuất khẩu. Do đó trong dài hạn,

xuất khẩu từ Việt Nam sang Mỹ sẽ tăng.

 GDP của Mỹ đại diện cho thu nhập của nước Mỹ: Tình hình tăng trưởng kinh tế

của nước nhập khẩu có tác động rất lớn đến sản lượng xuất khẩu của Việt Nam,

đặc biệt là GDP – một trong những nhân tố đặc trưng cho sự phát triển kinh tế.

Khi GDP tăng, nhu cầu tiêu dùng và sản xuất của Mỹ đều tăng nên làm tăng sản

lượng nhập khẩu hàng Việt Nam của Mỹ. Bên cạnh đó sự gia tăng GDP cũng

đại diện cho sự tăng trưởng thu nhập vì vậy khả năng của khách hàng xuất khẩu

cũng sẽ tăng.

Biến động tỷ giá có mối tương quan dương và âm với xuất khẩu thực tùy thuộc

vào nhóm mặt hàng xuất khẩu, kết quả này cũng giống kết quả của nhiều nghiên cứu

trước đây, đặc biệt là kết quả nghiên cứu đối với các quốc gia đang phát phát triển ở

Châu Á (Biến động tỷ giá là có mối tương quan âm đến xuất khẩu).Các mối quan hệ

này được giải thích như sau:

 Mối tương quan dương giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá xãy ra ở nhóm 0

(nhóm lương thực, thực phẩm và động vật sống), nhóm 2 (nhóm nguyên liệu thô

không dùng để ăn trừ nhiên liệu) và nhóm 6 (nhóm chế biến phân loại chủ yếu

theo nguyên liệu (Chủ yếu là các mặt hàng công nghiệp nhẹ)), tuy nhiên chỉ có

mối quan hệ ở nhóm 0 và nhóm 6 có ý nghĩa thống kê. Mối tương quan dương ở

các nhóm hàng hóa này có thể được giải thích như sau: hàng hóa thuộc các

nhóm này chủ yếu được bán trực tiếp cho người tiêu dùng nên được tiêu thụ

nhanh chóng tại nước nhập khẩu, do đó sự thay đổi của giá cả (do tỷ giá) dễ ảnh

hưởng đến sản lượng xuất khẩu của nhóm hàng này. Khi biến động tỷ giá tăng

trong một khoảng thời gian dài, nhà nhập khẩu sẽ có tâm lý lo sợ rủi ro nên sẽ

ký hợp đồng xuất khẩu với số lượng lớn. Mặt khác có thể do hiệu ứng thu nhập

của các nhóm hàng hóa này lớn hơn hiệu ứng thay thế, ảnh hưởng của tác động

thay thế, biến động tỷ giá tăng sẽ làm giảm xuất khẩu hiện tại của một doanh

nghiệp; ngược lại, do rủi ro này sẽ làm tổng doanh thu dự kiến bị sụt giảm nên

doanh nghiệp sẽ bổ sung các nguồn lực để có được nhiều đơn hàng hơn, do đó

trong tương lại tổng xuất khẩu sẽ tăng (ảnh hưởng thu nhập)

 Mối tương quan âm xãy ra ở tổng xuất khẩu và nhóm 9 (nhóm mặt hàng khác

ngoài các nhóm còn lại). Đặc điểm chung của tổng xuất khẩu và xuất khẩu

nhóm 9 là hàng hóa đều thuộc các nhóm khác nhau, không cùng thuộc tính. Do

đó, trong trường hợp tổng xuất khẩu, có nhóm hàng hóa sẽ có tương quan dương,

dương giữa xuất khẩu thực và biến động tỷ giá và có nhóm hàng hóa xãy ra

trường hợp ngược lại. Do sự tương tác qua lại giữa các mối quan hệ này làm cho

biến động tỷ giá có tương quan âm lên tổng xuất khẩu.

Trong ngắn hạn giữa xuất khẩu với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP Mỹ

đều có cả mối tương quan dương và tương quan âm tùy thuộc vào nhóm hàng hóa.

Nhưng nhìn chung trong ngắn hạn, một phần của độ lệch trong mối quan hệ giữa giữa

xuất khẩu với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP Mỹ sẽ được điều chỉnh trong kỳ

quan sát là một quý.

CHƢƠNG 5

KẾT LUẬN

Bài nghiên cứu kiểm tra sự tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu thực

trong ngắn hạn và dài hạn của 4 trong tổng số 10 nhóm hàng hóa xuất khẩu được phân

loại theo tiêu chuẩn quốc tế SITC và tổng xuất khẩu bằng mô hình ARDL. Bên cạnh

việc đánh giá mối quan hệ giữa xuất khẩu và biến động tỷ giá, bài nghiên cứu còn kiểm

tra sự tác động của các tỷ giá thực và GDP của Mỹ lên xuất khẩu. Kết quả bài nghiên

cứu chỉ ra rằng: trong dài hạn, biến động tỷ giá có mối tương quan dương và mối tương

quan âm lên xuất khẩu thực tùy thuộc vào nhóm hàng hóa xuất khẩu. GDP của Mỹ và

tỷ giá thực được chứng mình là có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê trong

tất cả các trường hợp quan sát và luôn đúng với kỳ vọng dấu của các lý thuyết kinh tế.

Trong ngắn hạn, các mối quan hệ tương quan dương và tương quan âm có ý nghĩa

thống kê đều tồn tại trong cả quan hệ giữa xuất khẩu với biến động tỷ giá, tỷ giá thực

và GDP của Mỹ. Hệ số ECM đều âm và luôn có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này

chứng tỏ trong ngắn hạn có một sự điều chỉnh sự sai lệch trong quan hệ giữa giữa xuất

khẩu với biến động tỷ giá, tỷ giá thực và GDP của Mỹ trong kỳ quan sát là một quý.

Điểm nổi bật của nghiên cứu là việc sử dụng dữ liệu xuất khẩu phân theo từng

nhóm đã giúp tách biệt tác động của biến động tỷ giá lên xuất khẩu của từng nhóm

hàng hóa và giúp tránh được hiểu lầm về mối quan hệ giữa tổng xuất khẩu và biến

động tỷ giá là mối quan hệ chung cho xuất khẩu và biến động tỷ giá như một vài

nghiên cứu trước đây tại Việt Nam. Bên cạnh đó việc đo lường biến động tỷ giá bằng

mô hình GARCH (1; 1) cũng là một điểm mới của nghiên cứu này. Mặc dù vậy, nghiên

cứu vẫn còn 1 số hạn chế là do việc thu thập dữ liệu gặp nhiều khó khăn nên nghiên

cứu chỉ dừng lại ở việc thực hiện dữ liệu theo quý từ quý 1 năm 1996 đến quý 2 năm

2014 và chỉ thực hiện được mối quan hệ giữa Việt Nam và Mỹ. Đề xuất trong tương lai

cho các nghiên cứu tiếp theo khi có đủ điều kiện để lấy cơ sở dữ liệu là: thực hiện

nghiên cứu với tần suất dữ liệu theo tháng, thay đổi biến số đo lường thu nhập của Mỹ

thành biến số khác ngoài GDP để có nhiều cái nhìn khác nhau về mối quan hệ giữa

biến động tỷ giá và xuất khẩu. Bên cạnh đó, thực hiện nghiên cứu cho các đối tác

thương mại khác của Việt Nam ngoài Mỹ để có nhiều sự so sánh.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu tiếng Việt

Nguyễn Quang Dũng, 2010. Phân tích chuỗi thời gian trong tài chính. Hà Nội:

NXB Khoa học và kỹ thuật.

Nguyễn Trọng Hoài và cộng sự, 2009. Dự báo và phân tích các dữ liệu trong

kinh tế tài chính. TP.HCM: NXB Thống Kê.

Nguyễn Thị Ngọc Trang, Nguyễn Hữu Tuấn, 2014. Minh bạch chính sách tiền

tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. Tạp chí Phát triển và hội nhập, số 15 (25),

trang 11 – 17.

Trần Hoàng Ngân, 2011. Thanh toán quốc tế. TP.HCM: NXB Thống Kê

T Danh mục tài liệu tiếng Anh

Aliyu & Shehu Usman Rano, 2010. Exchange rate volatility and export trade in

Nigeria: an empirical investigation. Applied Financial Economics, 20(13), pp. 1071-

1084.

Aristotelous, 2000. Exchange rate volatility,exchange rate regime, and trade

volume: evidence from the UK-US export function (1889-1999). Economics Letter,

72(1), pp. 87-94.

Arize et al, 2000. Exchange rate volatility and foreign trade: evidence from

thirteen LDCs. Journal of Business & Economic Statistics, 18(1), pp. 10-17.

Baak et al 2007. Exchange rate volatility and exports from East Asian countries

to Japan and the USA. Applied Economics, 39(8), pp. 947-959.

Cheong et al, 2005. The effects of exchange rate volatility on price

competitiveness and trade volumes in the UK: a disaggregated approach. Journal of

Policy Modeling, 27(8), pp. 961-970.

Chit.M.M at al, 2010. Exchange Rate Volatility and Exports: New Empirical

Evidence from the Emerging East Asian Economies. World Economy, 33(2), pp. 239-

263.

Chowdhury, 1993. Does Exchange Rate Volatility Depress Trade Flows?

Evidence from Error-Correction Models. Review of Economics & Statistics., 75(700-

706), p. 4.

De Vita & Abbott , 2004. Real Exchange Rate Volatility and US Exports: An

ARDL Bounds Testing Approach . Journal Economic Issues, 9(1), p. 69-78.

Doganlar, 2002. Estimating the impact of exchange rate volatility on exports:

evidence from Asian countries. Applied Economics Letters, 9(13), pp. 859-63.

Doyle, 2001. Exchange rate volatility and Irish-UK trade: 1979-1992. Applied

Economics, 33(2), pp. 249-65.

Ethier, 1973. International trade and the forward exchange market. American

Economic Review, 63(3), p. 494–503.

Franke, 1991. Exchange rate volatility and international trading strategy.

Journal of International Money and Finance, 10(2), p. 292–307.

Fountas . S & Bredin .D, 1998. Exchange Rate Volatility and Exports: The Case

of Ireland. Applied Economics Letters, 5(5), pp. 301-304.

Jayanthakumaran, 2007. The impact of exchange rate volatility on indonesia’s

export to the USA: An application of ARDL bound testing procedure. International

Journal o f Applied Business and Economic Research, 5(1), pp. 1-21.

Kalaivani et al 2013. Determinants of Foreign Institutional Investment in India:

An Empirical Analysis. Journal of Academic Research in Economics, 5(3), pp. 361-

375..

Miller et al, 2007. Exchange rate depreciation and exports: the case of

Singapore revisited. Applied Economics, 39(3), pp. 273-277.

Mohsen Bahmani- Oskooee et al, 2012. Exchange-Rate Volatility And Industry

Trade Between The U.S. And Korea. Journal Of Economic Development, 37(1), pp. 1-

27.

Mukhtar, T., 2010. Exchange Rate Volatility and Export Growth: Evidence

from Selected South Asian Countries. Zagreb International Review of Economics and

Business, 13(2), pp. 27-37.

Pesaran, M. H., & Shin, Y. (1999). An autoregressive distributed lag modelling

approach to cointergration analysis. In S. Strom (Ed.), Econometrics and economic

theory in the 20th century: The Ragnar Frisch Centennial Symposium. Cambridge

University Press.

Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. (2001). Bounds testing approaches to

the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics, 16, 289–326.

Qian, Y. &. V. P., 1994. Does Exchange Rate Volatility Hinder Export Growth?.

Empirical Economics., 19(3), pp. 371-96.

Rahmatsyah et al, 2002. Exchange rate volatility, trade, and “fixing for life” in

Thailand. Japan and the World Economy, 14(4), pp. 445-70.

Rajan, S. &., 2004. Impact of exchange rate volatility on Indonesia’s trade

performance in the 1990s. Journal of the Japanese and International Economie, 18(2),

pp. 218-40.

Vergil, 2002. Exchange Rate Volatility in Turkey and Its Effect on. Journal of

Economic and Social Research, 4(1), pp. 83-99.

Verheyen. F, 2012. Bilateral exports from euro zone countries to the US—Does exchange rate. International Review of Economics and Finance, Volume 24, p. 97–108

Zainal, 2004. Exchange rate pass-through, exchange rate volatility, and their

impacts on export: evidence from Indonesian data. Dissertation, Kansas State

University.

Trang web:

http://censtats.census.gov/cgi-bin/sitc/sitcCty.pl

http://www.census.gov/foreign-trade/balance/c5520.html

http://elibrary-data.imf.org/

http://stats.oecd.org/

https://voer.edu.vn/m/khai-niem-ve-xuat-khau-va-ban-chat-cua-xuat-khau/e77579ab

http://www.wattpad.com/2891678-%E1%BA%A3nh-h%C6%B0%E1%BB%9Fng-

c%E1%BB%A7a-t%E1%BB%B7-gi%C3%A1-%C4%91%E1%BA%BFn-

xu%E1%BA%A5t-nh%E1%BA%ADp-kh%E1%BA%A9u-t%E1%BA%A1i-

vi%E1%BB%87t/page/2

PHỤ LỤC

KẾT QUẢ HỒI QUI OLS CÁC PHƯƠNG TRÌNH MỐI QUAN

HỆ DÀI HẠN VÀ NGẮN HẠN

Phụ lục 1: Kết quả mô hình OLS của phương trình (7)

Dependent Variable: DEXP Method: Least Squares Sample (adjusted): 1997Q4 2014Q2 Included observations: 67 after adjustments White heteroskedasticity-consistent standard errors & covariance

Coefficient Std. Error t-Statistic

-14.33074 6.643171 0.231235 0.173852 0.096021 0.130436 -0.191392 0.140939 0.135321 0.146032 -0.042798 0.028829 0.047320 0.027066 0.003661 0.020749 0.004616 0.023842 0.025503 0.025385 -0.043107 1.111771 -2.087866 0.958963 3.779798 3.625905 2.016892 3.214754 -4.041249 3.165752 -3.859403 2.920914 6.374097 2.942621 -5.868720 2.657657 -4.626302 2.639756 -0.254181 0.087814 -0.024406 0.014023 0.439830 0.253788 1.166559 0.506947 -2.157214 1.330066 0.736154 -1.357974 0.926654 -1.484539 1.748299 0.176459 0.193618 1.004634 -0.038773 -2.177213 1.042442 0.627386 -1.276553 -1.321300 2.166129 -2.208230 -1.752549 -2.894547 -1.740375 1.733059 2.301148

Variable C DEXP(-1) DEXP(-2) DEXP(-3) DEXP(-4) DV DV(-1) DV(-2) DV(-3) DV(-4) DRER(-1) DRER(-2) DGDP DGDP(-1) DGDP(-2) DGDP(-3) DGDP(-4) DGDP(-5) DGDP(-6) EXP(-1) V(-1) RER(-1) GDP(-1) Prob. 0.0365 0.1904 0.4655 0.1814 0.3592 0.1448 0.0874 0.8607 0.8474 0.3206 0.9692 0.0349 0.3029 0.5336 0.2085 0.1932 0.0358 0.0325 0.0866 0.0059 0.0888 0.0901 0.0262

0.049252 0.126215 -1.213959 -0.457124 -0.914478 2.088324 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.442241 Mean dependent var 0.163362 S.D. dependent var 0.115446 Akaike info criterion 0.586425 Schwarz criterion 63.66763 Hannan-Quinn criter. 1.585780 Durbin-Watson stat 0.095595 Phụ lục 2: Kết quả mô hình OLS của phương trình (8)

Dependent Variable: DEXP Method: Least Squares Sample (adjusted): 1997Q4 2014Q2 Included observations: 67 after adjustments White heteroskedasticity-consistent standard errors & covariance

Coefficient Std. Error t-Statistic

2.05E-09 0.030755 0.231234 0.143497 0.096021 0.122990 -0.191392 0.133485 0.135320 0.119027 -0.042798 0.024977 0.047320 0.024387 0.003661 0.018449 0.004616 0.020439 0.025503 0.023025 -0.043108 1.065752 -2.087867 0.907669 3.779785 3.095634 2.016895 3.076023 -4.041249 3.017250 -3.859406 2.816061 6.374093 2.827309 -5.868720 2.571441 -4.626314 2.398994 -0.254180 0.069535 6.67E-08 1.611421 0.780718 -1.433808 1.136883 -1.713494 1.940336 0.198453 0.225851 1.107633 -0.040448 -2.300251 1.221005 0.655682 -1.339382 -1.370498 2.254473 -2.282269 -1.928439 -3.655415

Variable C DEXP(-1) DEXP(-2) DEXP(-3) DEXP(-4) DV DV(-1) DV(-2) DV(-3) DV(-4) DRER(-1) DRER(-2) DGDP DGDP(-1) DGDP(-2) DGDP(-3) DGDP(-4) DGDP(-5) DGDP(-6) ECM(-1) Prob. 1.0000 0.1138 0.4389 0.1582 0.2614 0.0932 0.0584 0.8435 0.8223 0.2737 0.9679 0.0259 0.2282 0.5152 0.1869 0.1770 0.0289 0.0270 0.0599 0.0006

R-squared Adjusted R-squared 0.442241 Mean dependent var 0.216764 S.D. dependent var 0.049252 0.126215

-1.303511 -0.645394 -1.043093 2.088324 S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.111701 Akaike info criterion 0.586425 Schwarz criterion 63.66763 Hannan-Quinn criter. 1.961359 Durbin-Watson stat 0.031218 Phụ lục 3: Kết quả mô hình OLS của phương trình (9)

t-Statistic Coefficient Std. Error

-18.30505 6.461300 -0.013418 0.020890 0.010014 0.020886 -0.014142 0.017303 -0.015068 0.014729 -0.051688 0.018150 -0.044572 0.016344 1.523559 0.618129 1.445252 2.056897 1.115640 2.462474 -1.943931 2.283217 -2.075125 2.630251 -0.931690 2.685280 -0.396061 0.142058 0.021883 0.013316 1.069281 0.365507 0.857066 0.325045 -2.833030 -0.642291 0.479487 -0.817319 -1.022988 -2.847801 -2.727043 2.464789 0.702637 0.453057 -0.851400 -0.788946 -0.346962 -2.788033 1.643394 2.925474 2.636758

Dependent Variable: DN0 Method: Least Squares Sample (adjusted): 1997Q4 2014Q2 Included observations: 67 after adjustments HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000) Prob. Variable 0.0066 C 0.5236 DV 0.6337 DV(-1) 0.4176 DV(-2) 0.3112 DV(-3) 0.0064 DV(-4) 0.0088 DV(-5) 0.0172 DRER 0.4855 DGDP 0.6525 DGDP(-1) 0.3986 DGDP(-2) 0.4339 DGDP(-3) 0.7301 DGDP(-4) 0.0075 N0(-1) 0.1066 V(-1) 0.0052 GDP(-1) 0.0111 RER(-1)

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic 0.418972 Mean dependent var 0.233043 S.D. dependent var 0.103707 Akaike info criterion 0.537757 Schwarz criterion 66.57002 Hannan-Quinn criter. 2.253400 Durbin-Watson stat 0.024847 0.118419 -1.479702 -0.920302 -1.258346 2.003618

Prob(F-statistic) 0.014794

Phụ lục 4: Kết quả mô hình OLS của phương trình (10)

nt Std. Error

0.010012 0.031418 -0.010700 0.018964 0.010487 0.018311 -0.013358 0.016317 -0.014049 0.013665 -0.051297 0.016695 -0.045289 0.016854 1.690258 0.526329 1.552707 1.939651 1.243667 2.262387 -1.947206 2.207734 -1.945746 2.538909 -0.614138 2.328645 -0.387838 0.134618 t-Statistic 0.318675 -0.564263 0.572699 -0.818661 -1.028072 -3.072532 -2.687134 3.211411 0.800508 0.549714 -0.881993 -0.766371 -0.263732 -2.881029

Variable C DV DV(-1) DV(-2) DV(-3) DV(-4) DV(-5) DRER DGDP DGDP(-1) DGDP(-2) DGDP(-3) DGDP(-4) ECM(-1) 0.7512 0.5750 0.5693 0.4166 0.3086 0.0033 0.0096 0.0022 0.4270 0.5848 0.3818 0.4469 0.7930 0.0057

0.024847 0.118419 -1.566348 -1.105665 -1.384054 2.009284 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.417281 Mean dependent var 0.274350 S.D. dependent var 0.100876 Akaike info criterion 0.539322 Schwarz criterion 66.47264 Hannan-Quinn criter. 2.919454 Durbin-Watson stat 0.002950

Phụ lục 5: Kết quả mô hình OLS của phương trình (11)

Std. Error t-Statistic Prob.

Coefficient

-3.322033 0.0016 2.167915 0.0346 0.399676 0.6910 2.466882 0.0168 0.289551 0.7733 -2.014500 0.0489 0.253830 0.8006 -1.926895 0.0593 -1.098332 0.2769 -0.131000 0.8963 -1.476491 0.1456 -3.508402 0.0009 1.171087 0.2467 3.413257 0.0012 2.789003 0.0073 -30.28565 0.117666 2.850527 23.37112 1.479825 -15.06631 0.568025 -2.624127 -2.871074 -0.245308 -5.554525 -0.397224 0.044479 1.762591 1.216117 9.116603 0.054276 7.132098 9.473952 5.110760 7.478933 2.237817 1.361842 2.614032 1.872587 3.761978 0.113221 0.037981 0.516396 0.436040

Dependent Variable: DN2 Method: Least Squares Sample (adjusted): 1997Q2 2014Q2 Included observations: 69 after adjustments HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000) Variable C DV(-1) DGDP DGDP(-1) DGDP(-2) DGDP(-3) DRER DRER(-1) DRER(-2) DRER(-3) DRER(-4) N2(-1) V(-1) GDP(-1) RER(-1)

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.425907 Mean dependent var 0.277068 S.D. dependent var 0.286208 Akaike info criterion 4.423401 Schwarz criterion -3.128443 Hannan-Quinn criter. 2.861533 Durbin-Watson stat 0.002815 0.037764 0.336614 0.525462 1.011137 0.718146 1.874147

Phụ lục 6: Kết quả mô hình OLS của phương trình (12)

Std. Error t-Statistic Prob. Coefficie nt

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.082307 -0.000137 0.9999 0.057016 2.063751 0.0436 6.718398 0.424286 0.6730 9.206555 2.538531 0.0139 4.949792 0.298968 0.7661 7.081545 -2.127543 0.0377 1.708749 0.332424 0.7408 1.484309 -1.767910 0.0824 2.400183 -1.196189 0.2366 1.716501 -0.142911 0.8869 3.464397 -1.603317 0.1144 0.108814 -3.650480 0.0006 0.425907 Mean dependent var 0.315117 S.D. dependent var 0.278574 Akaike info criterion 4.423401 Schwarz criterion -3.128443 Hannan-Quinn criter. 3.844281 Durbin-Watson stat 0.000366 0.037764 0.336614 0.438506 0.827046 0.592652 1.874147

Phụ lục 7: Kết quả mô hình OLS của phương trình (13)

Dependent Variable: DN6 Method: Least Squares Sample (adjusted): 1997Q2 2014Q2 Included observations: 69 after adjustments White heteroskedasticity-consistent standard errors & covariance

Coefficient Std. Error t-Statistic

-21.72447 -0.239323 -0.009609 0.089336 -0.019904 -0.041133 0.027671 0.002731 -0.173774 -2.825818 4.464701 -0.553945 1.673370 -4.952135 -0.179439 0.040145 0.885825 1.319393 10.80141 0.165408 0.167679 0.034570 0.037411 0.043106 0.032940 1.362082 1.241094 1.028140 3.253019 3.093004 3.303438 3.594111 0.085397 0.020215 0.391529 0.759991 -2.011262 -1.446864 -0.057304 2.584243 -0.532035 -0.954221 0.840052 0.002005 -0.140017 -2.748475 1.372479 -0.179096 0.506554 -1.377847 -2.101229 1.985952 2.262478 1.736065

Prob. 0.0496 0.1541 0.9545 0.0127 0.5970 0.3445 0.4048 0.9984 0.8892 0.0083 0.1759 0.8586 0.6147 0.1743 0.0406 0.0524 0.0280 0.0886 Variable C DN6(-1) DN6(-2) DV DV(-1) DV(-2) DV(-3) DRER DRER(-1) DRER(-2) DGDP DGDP(-1) DGDP(-2) DGDP(-3) N6(-1) V(-1) RER(-1) GDP(-1)

0.071697 0.179607 -0.692009 -0.109198 -0.460788 2.000115 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.452866 Mean dependent var 0.270488 S.D. dependent var 0.153405 Akaike info criterion 1.200192 Schwarz criterion 41.87430 Hannan-Quinn criter. 2.483117 Durbin-Watson stat 0.006355

Phụ lục 8: Kết quả mô hình OLS của phương trình (14)

Dependent Variable: DN6 Method: Least Squares Sample (adjusted): 1997Q2 2014Q2 Included observations: 69 after adjustments White heteroskedasticity-consistent standard errors & covariance

Coefficie nt Std. Error

t-Statistic

0.041207 0.000200 0.145911 -1.640195 0.151834 -0.063285 0.032228 2.771985 0.036392 -0.546935 0.040713 -1.010301 0.031512 0.878124 1.048677 0.002611 1.228534 -0.141446 1.017855 -2.776243 3.194931 1.397433 2.937322 -0.188588 3.061284 0.546622 3.465888 -1.428823 0.053406 -3.359913

Variable C DN6(-1) DN6(-2) DV DV(-1) DV(-2) DV(-3) DRER DRER(-1) DRER(-2) DGDP DGDP(-1) DGDP(-2) DGDP(-3) ECM(-1) 8.23E-06 -0.239323 -0.009609 0.089336 -0.019904 -0.041133 0.027671 0.002738 -0.173771 -2.825814 4.464703 -0.553945 1.673365 -4.952139 -0.179439 Prob. 0.9998 0.1068 0.9498 0.0076 0.5867 0.3169 0.3838 0.9979 0.8880 0.0075 0.1680 0.8511 0.5869 0.1588 0.0014

0.071697 0.179607 -0.778965 -0.293290 -0.586282 2.000115

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.452866 Mean dependent var 0.311016 S.D. dependent var 0.149083 Akaike info criterion 1.200192 Schwarz criterion 41.87430 Hannan-Quinn criter. 3.192579 Durbin-Watson stat 0.001072

Phụ lục 9: Kết quả mô hình OLS của phương trình (15)

Std. Error

Coefficient t-Statistic

-33.08116 0.052196 0.003691 0.064536 0.033307 -0.020211 0.005434 -0.081201 1.304388 -2.935469 -0.088459 -4.207574 0.108520 1.655003 -6.578346 -0.774421 -7.716460 1.103553 0.688149 -0.864396 -0.072546 0.819811 2.523640 8.930340 -3.704356 0.062598 0.833824 0.054158 0.068145 0.043993 1.466951 0.043874 0.759144 0.051012 -0.396202 0.045206 0.120199 0.054704 -1.484371 1.513542 0.861812 2.196552 -1.336399 1.665046 -0.053127 1.477209 -2.848326 1.921172 0.056487 1.581377 1.046558 2.268993 -2.899236 5.255919 -0.147343 5.277849 -1.462046 6.195113 0.178133 5.450189 0.126261 0.122440 -7.059750 0.035408 -2.048878 0.454759 1.802736 0.533937 4.726477

Variable C DV DV(-1) DV(-2) DV(-3) DV(-4) DV(-5) DV(-6) DRER DRER(-1) DRER(-2) DRER(-3) DRER(-4) DRER(-5) DRER(-6) DGDP(-1) DGDP(-2) DGDP(-3) DGDP(-4) N9(-1) V(-1) RER(-1) GDP(-1) Prob. 0.0006 0.4090 0.9460 0.1497 0.4519 0.6939 0.9049 0.1450 0.3936 0.1884 0.9579 0.0067 0.9552 0.3012 0.0059 0.8836 0.1510 0.8595 0.9001 0.0000 0.0466 0.0784 0.0000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic 0.642718 Mean dependent var 0.459923 S.D. dependent var 0.211252 Akaike info criterion 1.918978 Schwarz criterion 23.09950 Hannan-Quinn criter. 3.516050 Durbin-Watson stat 0.041744 0.287457 -0.003015 0.760046 0.298507 1.752193

Prob(F-statistic) 0.000207

Phụ lục 10: Kết quả mô hình OLS của phương trình (16)

Std. Error Coefficient

t-Statistic

1.79E-06 0.052196 0.003691 0.064536 0.033307 -0.020211 0.005434 -0.081201 1.304390 -2.935469 -0.088457 -4.207574 0.108520 1.655003 -6.578349 -0.774416 -7.716454 1.103558 0.688164 -0.864396

Dependent Variable: DN9 Method: Least Squares Sample (adjusted): 1998Q1 2014Q2 Included observations: 66 after adjustments HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000) Variable C DV DV(-1) DV(-2) DV(-3) DV(-4) DV(-5) DV(-6) DRER DRER(-1) DRER(-2) DRER(-3) DRER(-4) DRER(-5) DRER(-6) DGDP(-1) DGDP(-2) DGDP(-3) DGDP(-4) ECM(-1) 0.079061 2.27E-05 0.055925 0.933330 0.046532 0.079311 0.042668 1.512532 0.044807 0.743340 0.044922 -0.449914 0.043332 0.125395 0.045131 -1.799218 1.748935 0.745819 1.893828 -1.550019 1.617906 -0.054674 1.405953 -2.992685 1.882189 0.057656 1.537598 1.076357 1.789376 -3.676337 4.879630 -0.158704 4.965490 -1.554016 6.025419 0.183150 4.798487 0.143413 0.121571 -7.110198

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.642718 Mean dependent var 0.495145 S.D. dependent var 0.204247 Akaike info criterion 1.918978 Schwarz criterion 23.09950 Hannan-Quinn criter. 4.355254 Durbin-Watson stat 0.000023 Prob. 1.0000 0.3555 0.9371 0.1372 0.4611 0.6549 0.9008 0.0785 0.4596 0.1280 0.9566 0.0044 0.9543 0.2874 0.0006 0.8746 0.1270 0.8555 0.8866 0.0000 0.041744 0.287457 -0.093924 0.569607 0.168269 1.752193

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Mỹ của các nhóm ngành được phân loại theo tiêu chuẩn SITC

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

NGUYỄN THỊ CẨM TÚ

ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI

ĐOÁI ĐẾN XUẤT KHẨU TỪ VIỆT NAM SANG MỸ

CỦA CÁC NHÓM NGÀNH ĐƯỢC PHÂN LOẠI

THEO TIÊU CHUẨN SITC

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

Tp. Hồ Chí Minh – Năm 2014

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

NGUYỄN THỊ CẨM TÚ

ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI

ĐOÁI ĐẾN XUẤT KHẨU TỪ VIỆT NAM SANG MỸ

CỦA CÁC NHÓM NGÀNH ĐƯỢC PHÂN LOẠI

THEO TIÊU CHUẨN SITC

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã Số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học:

GS.TS. TRẦN NGỌC THƠ

Tp. Hồ Chí Minh – Năm 2014

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG

DANH MỤC HÌNH VẼ

TÓM TẮT

CHƢƠNG 1

GIỚI THIỆU

CHƢƠNG 2

TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY

CHƢƠNG 3

PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

H1: β1 ≠ β2 ≠ β3 ≠ β4 ≠0

H1: Phƣơng trình có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi

CHƢƠNG 4

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Hình 4.2 Tính ổn định của mô hình hồi qui OLS của phƣơng trình (7) - Kiểm định

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trƣờng hợp tổng xuất khẩu của nhóm

Bảng 4.9: Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey, kiểm định Wald, kiểm định White

Bảng 4.12: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trƣờng hợp tổng xuất khẩu thực của

Bảng 4.17: Kết quả kiểm định đồng liên kết – trƣờng hợp tổng xuất khẩu thực của

Bảng 4.19: Kết quả kiểm định các giả thuyết hồi qui OLS của phƣơng trình (13)

CHƢƠNG 5

KẾT LUẬN

PHỤ LỤC

KẾT QUẢ HỒI QUI OLS CÁC PHƯƠNG TRÌNH MỐI QUAN

HỆ DÀI HẠN VÀ NGẮN HẠN

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

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok