Trang 1
Mã số: 46
MỐI QUAN HỆ GIỮA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ KIM NGẠCH XUẤT KHẨU VIỆT NAM BẰNG CÁCH ỨNG DỤNG PHƯƠNG PHÁP ARDL
Trang 1
TÓM TẮT BÀI NGHIÊN CỨU
Bài nghiên cứu của tôi nhằm mục đích kiểm tra thực nghiệm tác động của sự
biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu tại Việt Nam, bằng cách sử dụng
phương pháp kiểm định giới hạn ARDL, được đề xuất đầu tiên bởi Pesaran và các
cộng sự năm 2001. Sử dụng chuỗi dữ liệu hàng quý, các phân tích thực nghiệm
được tiến hành trong khoảng thời gian từ quý 3 năm 1999 đến quý 3 năm 2013. Các
kết quả nghiên cứu cho thấy rằng trong dài hạn, sự biến động tỷ giá hối đoái có tác
động tương quan âm và có ý nghĩa thống kê lên kim ngạch xuất khẩu. Điều này hàm
ý rằng một sự gia tăng trong biến động tỷ giá hối đoái sẽ làm giảm kim ngạch xuất
khẩu tại Việt Nam. Tuy nhiên mối quan hệ này trong ngắn hạn lại không có ý nghĩa
thống kê. Bên cạnh đó, các kết quả cũng cho thấy GDP Việt Nam cũng như GDP
thế giới có tác động tương quan dương lên kim ngạch xuất khẩu cả trong ngắn hạn
và dài hạn. Ngoài ra tỷ giá hối đoái thực có tác động tương quan âm và có ý nghĩa
thống kê lên kim ngạch xuất khẩu.
Trang 1
MỤC LỤC
CHƯƠNG 1 GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI .................................................................................... 1
1.1 LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI ................................................................................................... 1 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU .............................................................................................. 2 1.3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ....................................................................................... 2 1.4 BỐ CỤC BÀI NGHIÊN CỨU ........................................................................................... 2 1.5 Ý NGHĨA CỦA ĐỀ TÀI .................................................................................................. 3
CHƯƠNG 2 TỔNG QUAN CÁC BÀI NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ TÁC ĐỘNG CỦA SỰ BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI LÊN KIM NGẠCH XUẤT KHẨU ......... 4
2.1 CÁC BÀI NGHIÊN CỨU VỀ TÁC ĐỘNG CỦA SỰ BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI LÊN HOẠT ĐỘNG XUẤT KHẨU Ở CÁC NƯỚC PHÁT TRIỂN ....................................................................... 4 2.2 CÁC BÀI NGHIÊN CỨU VỀ TÁC ĐỘNG CỦA SỰ BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI LÊN HOẠT ĐỘNG XUẤT KHẨU Ở CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT TRIỂN ........................................................... 10
CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ............................................................... 15
3.1 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ..................................................................................... 15 3.2 PHƯƠNG PHÁP ĐO LƯỜNG CÁC BIẾN ......................................................................... 16 3.2.1 Biến phụ thuộc ............................................................................................... 16 3.2.2 Biến độc lập ................................................................................................... 16 3.2.3 Dữ liệu ........................................................................................................... 16 3.3 QUY TRÌNH THỰC HIỆN ............................................................................................ 18 3.3.1 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu. ......................................................... 18 3.3.2 Kiểm định tính đồng liên kết giữa các biến ................................................... 19 3.3.3 Ước lượng phương trình trong dài hạn bằng mô hình ARDL ....................... 21 3.3.4 Ước lượng phương trình trong ngắn hạn bằng mô hình ARDL .................... 21 3.3.5 Kiểm tra tính ổn định của các hệ số trong dài hạn và ngắn hạn ................... 22
CHƯƠNG 4 CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN ................................ 22
4.1 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NGHIỆM TÍNH DỪNG CỦA CHUỖI DỮ LIỆU ................................ 22 4.2 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH ĐỒNG LIÊN KẾT GIỮA CÁC BIẾN ....................................... 27 4.3 KẾT QUẢ UỚC LƯỢNG PHƯƠNG TRÌNH DÀI HẠN BẰNG PHƯƠNG PHÁP ARDL ........... 30 4.4 KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG PHƯƠNG TRÌNH NGẮN HẠN BẰNG PHƯƠNG PHÁP ARDL ....... 33 4.5 MỨC ĐỘ ỔN ĐỊNH CỦA CÁC HỆ SỐ ƯỚC LƯỢNG ........................................................ 35
CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN- HẠN CHẾ CỦA BÀI NGHIÊN CỨU ................................. 37
PHỤ LỤC BẢNG ............................................................................................................... 39
TÀI LIỆU THAM KHẢO ................................................................................................. 50
Trang 2
DANH MỤC HÌNH ẢNH
Hình 1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến LEP .................................... 23 Hình 2 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến LG...................................... 24 Hình 3 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến LRER ................................. 25 Hình 4 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến LV...................................... 26 Hình 5 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến LWG .................................. 27 Hình 6 Kết quả ước lượng phương trình (1) bằng phương pháp OLS ..................... 28 Hình 7 Kết quả kiểm định tính đồng liên kết giữa các biến ..................................... 29 Hình 8 Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu cho các biến theo tiêu chuẩn AIC ................ 30 Hình 9 Kết quả ước lượng các hệ số dài hạn bằng cách sử dụng phương pháp ARDL (3, 1, 2, 1, 2).............................................................................................................. 31 Hình 10 Kết quả ước lượng các hệ số ngắn hạn bằng cách sử dụng phương pháp ARDL (3, 1, 2, 1, 2) .................................................................................................. 34 Hình 11 Kết quả kiểm định CUSUM ....................................................................... 36 Hình 12 Kết quả kiểm định CUSUMQ .................................................................... 36
DANH MỤC BẢNG
Bảng 1 Danh sách 179 quốc gia được IMF thống kê trong GDP thế giới ............... 39 Bảng 2 Kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam theo quý lấy từ nguồn IMF ................ 41 Bảng 3 GDP của Việt Nam lấy từ nguồn dữ liệu của tổng cục thống kê ................. 42 Bảng 4 GDP của Việt Nam lấy từ nguồn dữ liệu của trang web: Vietstock.vn ....... 43 Bảng 5 Tỷ giá hối đoái danh nghĩa được lấy từ nguồn IMF .................................... 44 Bảng 6 CPI của Mỹ được lấy từ nguồn IMF ............................................................ 45 Bảng 7 CPI của Việt Nam được lấy từ nguồn IMF .................................................. 47 Bảng 8 Tốc độ tăng trưởng GDP của thế giới .......................................................... 48
Trang 1
Chương 1 Giới thiệu đề tài
1.1
Lý do chọn đề tài
Tỷ giá hối đoái ngày càng có có vai trò quan trọng đối với nền kinh tế của toàn
thế giới. Cũng giống như giá cả, tỷ giá hối đoái có tác động quan trọng tới những
biến động của nền kinh tế thế giới nói chung và nền kinh tế Việt Nam nói riêng. Nó
có thể làm thay đổi vị thế kinh tế và lợi ích của các nước trong quan hệ kinh tế quốc
tế. Từ đó cho thấy sự biến động tỷ giá hối đoái luôn đóng một vai trò then chốt
trong việc quyết định đến tình trạng ổn định kinh tế mỗi quốc gia, nó không những
tác động đến sự cân bằng trong cán cân thanh toán của một nước, mà còn có thể
kích thích hay hạn chế hoạt động xuất khẩu.
Trong nền kinh tế hiện nay, quá trình hội nhập kinh tế quốc tế luôn gắn liền
với tự do hóa thương mại. Chính vì điều đó đã thúc đẩy hoạt động xuất nhập khẩu
diễn ra mạnh mẽ và góp phần ngày càng lớn vào cán cân thương mại mỗi nước, đặc
biệt là đối với các nước đang phát triển, trong đó có Việt Nam. Tuy nhiên, quá trình
hội nhập cũng mang lại nhiều thách thức, trong đó có một yếu tố cực kỳ đáng quan
tâm là sự biến động tỷ giá hối đoái ngày càng phức tạp và khó lường trước được.
Hơn nữa đối với Việt Nam, khi xuất khẩu hàng hóa chúng ta sẽ thu về đồng ngoại
tệ, không giống như nhiều quốc gia phát triển, đồng tiền mà họ nhận được khi xuất
khẩu chính là đồng nội tệ. Dẫn đến rủi ro mà chúng ta phải gánh chịu do sự biến
động tỷ giá là lớn hơn so với các nước này. Nên việc tìm hiểu tác động của rủi ro tỷ
giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu một lần nữa lại đóng một vai trò quan trọng
đối với một nền kinh tế đang trên đà tăng trưởng và mở cửa như Việt Nam.
Chúng ta cũng dễ dàng nhận thấy trong những năm vừa qua, chính sách tỷ giá
hối đoái luôn là một vấn đề thời sự và hết sức nhạy cảm. Muốn xây dựng thành
công một chính sách điều hành tỷ giá thích hợp là một vấn đề rất khó khăn, phức
tạp. Do đó cần phải hiểu rõ những tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái như thế
nào, để từ đó chính phủ có thể tìm kiếm các giải pháp hạn chế ảnh hưởng của sự
biến động tỷ giá hối đoái và đưa nền kinh tế phát triển theo chiều hướng tốt nhất,
Trang 2
thông qua việc sử dụng hiệu quả các công cụ điều hành tỷ giá và các chính sách tỷ
giá hối đoái thích hợp.
Đã có rất nhiều bài nghiên cứu nói về tác động của sự biến động tỷ giá hối
đoái lên xuất khẩu tại nhiều quốc gia khác nhau, tuy nhiên các kết quả trong những
bài nghiên cứu này vẫn chưa có sự thống nhất. Do đó đây vẫn là một vấn đề gây
tranh cãi trong những năm qua. Xuất phát từ thực tế trên đã thôi thúc tôi thực hiện
bài nghiên cứu này để kiểm định về việc kim ngạch xuất khẩu phản ứng với những
biến động tỷ giá hối đoái như thế nào cả trong ngắn hạn và dài hạn. Ngoài ra, tôi
còn nghiên cứu tác động của các yếu tố vĩ mô khác như: GDP trong nước, GDP thế
giới và tỷ giá hối đoái thực lên kim ngạch xuất khẩu tại Việt Nam.
1.2
Mục tiêu nghiên cứu
Bài nghiên cứu nhằm trả lời cho các câu hỏi sau: Liệu sự biến động tỷ giá hối
đoái có tác động lên kim ngạch xuất khẩu hay không? Và nếu có thì nó tác động
như thế nào? Để trả lời cho các câu hỏi này, tôi lần lượt giải quyết các vấn đề sau:
- Liệu kim ngạch xuất khẩu có mối quan hệ với sự biến động tỷ giá hối đoái,
tỷ giá hối đoái thực, GDP của Việt Nam và GDP của thế giới hay không?
- Nếu có mối quan hệ trên thì:
Sự biến động tỷ giá hối đoái, tỷ giá hối đoái thực, GDP trong nước và
GDP thế giới có tác động như thế nào đến kim ngạch xuất khẩu trong
ngắn hạn?
Sự biến động tỷ giá hối đoái, tỷ giá hối đoái thực, GDP trong nước và
GDP thế giới có tác động như thế nào đến kim ngạch xuất khẩu trong
dài hạn?
1.3
Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích định lượng, bằng cách sử dụng
phương pháp kiểm định giới hạn phân bố trễ tự hồi quy (ARDL). Phương pháp này
nhằm mục đích ước lượng mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và kim ngạch
xuất khẩu cả trong ngắn hạn và dài hạn.
1.4
Bố cục bài nghiên cứu
Trang 3
Bài nghiên cứu của tôi được tổ chức làm 5 chương:
Chương 1 giới thiệu khái quát về đề tài, trong chương này tôi sẽ trình bày về
lý do chọn đề tài, các vấn đề cần làm rõ trong bài nghiên cứu. Bên cạnh đó tôi cũng
giới thiệu sơ lược về các phương pháp nghiên cứu và bố cục của bài. Phần ý nghĩa
của đề tài được nêu ở cuối chương này.
Chương 2 sẽ giới thiệu tổng quan các bài nghiên cứu trước đây về mối quan hệ
giữa biến động tỷ giá hối đoái và kim ngạch xuất khẩu, phần này tôi sẽ trình bày sơ
lược nội dung, phương pháp và kết quả nghiên cứu của các tác giả.
Chương 3 là chương thể hiện một cách chi tiết về phương pháp nghiên cứu,
phương pháp đo lường các biến, cách thu thập dữ liệu và xử lý dữ liệu đầu vào.
Chương 4: Trình bày các kết quả nghiên cứu và thảo luận.
Chương 5 là chương kết luận, hạn chế của bài nghiên cứu.
1.5
Ý nghĩa của đề tài
- Về mặt lý luận:
Bài nghiên cứu này kiểm tra thực nghiệm tác động của sự biến động tỷ
giá hối đoái, cũng như tỷ giá hối đoái thực, GDP trong nước và GDP
thế giới lên kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam cả trong ngắn hạn và
dài hạn.
- Về mặt thực tiễn:
Các kết quả của bài nghiên cứu là tiền đề quan trọng giúp cho các nhà
hoạch định chính sách trong việc đưa ra chính sách tỷ giá cho phù hợp
với tình hình cụ thể của đất nước, để từ đó thúc đẩy sự tăng trưởng xuất
khẩu và đóng góp vào sự tăng trưởng của nền kinh tế cả trong ngắn hạn
và dài hạn.
Bên cạnh đó, bài nghiên cứu còn giúp cho bản thân những doanh
nghiệp kinh doanh xuất nhập khẩu ở từng quốc gia có thể chủ động đưa
ra cho mình những biện pháp đối phó với sự biến động tỷ giá ngày càng
phức tạp như hiện nay. Bằng cách tham gia vào các hợp đồng quyền
chọn, giao sau,…Từ đó giúp gia tăng lợi ích kinh tế và đem lại nguồn
lợi nhuận ổn định hơn cho mỗi doanh nghiệp.
Trang 4
Những tác động của các biến số kinh tế vĩ mô khác như: GDP trong
nước, GDP thế giới cũng giúp cho các nhà xuất khẩu nhận ra các dấu
hiệu tích cực, hay tiêu cực trong hoạt động xuất khẩu. Để từ đó có thể
chủ động đưa ra kế hoạch sản xuất cho phù hợp với nhu cầu.
Chương 2 Tổng quan các bài nghiên cứu trước đây về tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu
2.1
Các bài nghiên cứu về tác động của sự biến động tỷ giá
hối đoái lên hoạt động xuất khẩu ở các nước phát triển
Đầu tiên, có thể kể đến bài nghiên cứu vào năm 1978 của Hooper và
Kohlhagen với tựa đề: “The effect of exchange rate uncertainty on the price and
volume of international trade”. Nội dung bài nghiên cứu này nhằm phân tích tác
động của sự biến động tỷ giá hối đoái lên khối lượng mậu dịch và giá cả hàng hóa
của Mỹ và Đức với các đối tác của họ và với các nước công nghiệp lớn khác. Trong
đó, nhóm tác giả xem xét tác động của rủi ro tỷ giá lên cả xuất khẩu và nhập khẩu,
để từ đó có thể xem xét đồng thời phản ứng của cả nhà xuất khẩu và nhà nhập khẩu.
Dữ liệu được lấy theo quý, trong giai đoạn từ năm 1965- 1975. Bài nghiên cứu sử
dụng phương pháp hồi quy phi tuyến tính và hồi quy tuyến tính. Đây là một phương
pháp được sử dụng phổ biến và khá đơn giản. Các kết quả kiểm định thực nghiệm
đã cho thấy kỹ thuật ước lượng bằng phương pháp hồi quy phi tuyến tính quá đơn
giản để cho ra các kết quả có ý nghĩa cao, từ đó bắt buộc nhóm tác giả tập trung vào
phương trình hồi quy tuyến tính. Kết quả cho thấy sự biến động tỷ giá hối đoái có
tác động tương quan âm lên giá cả thị trường, trong trường hợp nhà nhập khẩu có
thể đối mặt với nhiều rủi ro. Đó là vì khi rủi ro gia tăng, nhu cầu nhập khẩu giảm
xuống và làm cho giá cả thị trường giảm. Còn đối với nhà xuất khẩu, thì sự biến
động tỷ giá hối đoái có tác động tương quan dương lên giá cả thị trường trong
trường hợp xuất khẩu có thể gánh chịu nhiều rủi ro, vì chi phí giao dịch cao. Tuy
nhiên, bài nghiên cứu lại không tìm thấy bất kỳ tác động nào của rủi ro tỷ giá hối
đoái lên khối lượng mậu dịch, mặc dù đã cố gắng thử nghiệm và đưa ra phương
trình khối lượng thay thế.
Trang 5
Tiếp theo vào năm 1993 với bài nghiên cứu của Chowdhurry: “Does
exchange rate volatility depress trade flows? Evidence from error correction
models”. Bài nghiên cứu kiểm tra tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái lên
dòng chảy thương mại của các nước G-7. Dữ liệu được lấy trong giai đoạn từ quý 1
năm 1973 đến quý 4 năm 1990. Đây là khoảng thời gian tương ứng với sự sụp đổ
của chế độ tỷ giá hối đoái cố định. Như vậy về kích thước mẫu trong bài nghiên cứu
này đã gia tăng so với bài nghiên cứu trước đây, làm cho các kết quả thống kê có ý
nghĩa hơn. Bài nghiên cứu sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM. Do đó chuỗi dữ
liệu của từng biến được nghiên cứu đều được kiểm định tính dừng bằng phương
pháp ADF. Sau đó là kiểm định tính đồng liên kết và ước lượng mối quan hệ trong
ngắn hạn giữa biến động tỷ giá hối đoái và dòng chảy thương mại của các nước G-
7. Như vậy ta có thể nhận thấy bài nghiên cứu này đã khắc phục được nhiều nhược
điểm mà các bài nghiên cứu trước đây đã thực hiện về mặt kỹ thuật. Cụ thể là nó đã
góp phần tránh hiện tượng “ Hồi quy giả mạo”, bởi vì trước khi đi vào kiểm định
mối quan hệ, bài nghiên cứu đã sử dụng kiểm định tính dừng của từng chuỗi dữ
liệu. Sau đó lại xét tính đồng liên kết, để đưa ra nhận định về tồn tại mối quan hệ
dài hạn giữa các biến. Đây cũng là một điểm mới so với các bài nghiên cứu trước.
Các kết quả của mô hình ECM cho thấy rằng sự biến động tỷ giá hối đoái có tác
động tương quan âm lên khối lượng xuất khẩu ở các nước G-7. Nguyên nhân được
giải thích trong bài nghiên cứu là những người tham gia thị trường đều e sợ rủi ro,
do đó tỷ giá hối đoái biến động là nguyên nhân làm giảm giao dịch của họ, cũng
như làm thay đổi cung cầu để tối thiểu hóa rủi ro này. Bên cạnh đó, các nhà giao
dịch có thể tạm thời chuyển hướng sang thị trường trong nước thông qua việc mở
rộng khu vực thị trường mục tiêu của mình.
Bài nghiên cứu vào năm 1994 của Quian và Varangis, với tựa đề: “Does
exchange rate volatility hinder export growth?”. Bài nghiên cứu đã kiểm tra tác
động của sự biến động tỷ giá hối đoái lên hoạt động thương tại 6 nước: Canada,
Nhật Bản, Úc, Thụy Điển, Hà Lan và Anh, trong đó ước lượng cho cả xuất khẩu
song phương và đa phương. Dữ liệu trong bài nghiên cứu được lấy theo tháng, từ
tháng 1-1973 đến tháng 12-1990, nhưng vì bài nghiên cứu sử dụng độ trễ, nên các
ước lượng nằm trong giai đoạn từ tháng 1-1974 đến tháng 12-1990. Như vậy so với
Trang 6
bài nghiên cứu của Chowdhurry (1993), khoảng thời gian nghiên cứu là giống nhau.
Tuy nhiên bài nghiên cứu này lấy theo từng tháng, từ đó có thể làm tăng quan sát và
có thể tăng giá trị dự báo trong ngắn hạn. Bài nghiên cứu sử dụng mô hình ARCH-
in-mean, thuận lợi của phương pháp thống kê này so với các phương pháp trước đó
là nó cung cấp các ước lượng hệ số hiệu quả hơn và ngăn chặn các vấn đề hồi quy
giả mạo. So với các bài nghiên cứu trước, bài nghiên cứu này có một vài điểm ưu
việt hơn. Thứ nhất rủi ro đến từ sự biến động tỷ giá hối đoái được mô hình hóa một
cách rõ ràng và đưa vào phương trình khối lượng như một biến hồi quy. Do đó tránh
được sự chủ quan khi xác định phương pháp đo lường rủi ro biến động. Thứ 2, hiện
tượng hiệp phương sai không đồng nhất có thể đưa vào xem xét trong quá trình ước
lượng, do đó tránh được ước lượng chệch trong kiểm định thống kê. Thứ 3, trong
bài nghiên cứu này nhóm tác giả đã mô hình hóa khối lượng và giá cả xuất khẩu
một cách đồng thời. Vì theo quan điểm của hai ông việc mô hình hóa khối lượng
xuất khẩu trong khi lờ đi giá xuất khẩu sẽ làm cho việc xem xét không rõ ràng. Các
kết quả nghiên cứu cho thấy đối với Úc, Canada và Nhật, đã tìm thấy một mối quan
hệ tương quan âm giữa sự biến động tỷ giá hối đoái và khối lượng xuất khẩu. Tuy
nhiên, chỉ có Canada và Nhật Bản tác động được tìm thấy là có ý nghĩa thống kê.
Còn đối với 3 quốc gia Thụy Điển, Hà Lan và Anh thì sự biến động tỷ giá hối đoái
có mối quan hệ tương quan âm, nhưng chỉ có Thụy Điển, và Anh là tác động này có
ý nghĩa thống kê.
Sau đó vào năm 1997 với bài nghiên cứu của Stilianos Fountas và Donal
Bredin: “Exchange rate volatility and exports: The case of Ireland”. Bài nghiên
cứu được thực hiện để kiểm tra tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái lên kim
ngạch xuất khẩu từ Ireland đến Anh, thị trường quan trọng nhất cho hoạt động xuất
khẩu ở Iredland, từ khi mở rộng hệ thống tiền tệ châu Âu ( Vào tháng 3-1979) cả
trong ngắn hạn và dài hạn. Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng tìm hiểu mối quan hệ giữa
sự thay đổi giá cả tương đối và thu nhập đối với kim ngạch xuất khẩu từ Ireland
sang Anh. Dữ liệu trong bài nghiên cứu được lấy theo quý, từ quý 2 năm 1979 đến
quý 3 năm 1993. Bài nghiên cứu này sử dụng một kỹ thuật kinh tế hiện đại của
chuỗi thời gian để ước lượng hàm nhu cầu xuất khẩu trong cả dài hạn và ngắn hạn ở
Ireland. Đó là kỹ thuật đồng liên kết để kiểm định liệu có sự tồn tại mối quan hệ
Trang 7
trong dài hạn giữa các biến và mô hình ECM để ước lượng các hệ số trong ngắn
hạn. Bài nghiên cứu này cải thiện so với các bài nghiên cứu trước ở chỗ nó đã ước
tính hàm nhu cầu xuất khẩu ở Ireland theo một vài cách. Đó là nhóm tác giả đã có
một phương pháp đo lường biến động tỷ giá hối đoái để điều tra tác động lên kim
ngạch xuất khẩu. Lựa chọn này là hợp lý bởi vì một sự gia tăng trong biến động của
tỷ giá hối đối của đồng bảng Anh theo sau sự sụp đổ trong sự liên kết tương ứng
giữa 2 đồng tiền vào lúc bắt đầu của hệ thống tiền tệ châu Âu. Các kết quả nghiên
cứu cho thấy rằng khối lượng xuất khẩu khá nhạy cảm với sự thay đổi trong thu
nhập và giá cả tương đối, cụ thể là trong dài hạn. Với mối quan hệ tác động của sự
biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu, các kết quả cũng chỉ ra rằng mối
quan hệ này trong dài hạn là không có ý nghĩa, nhưng trong ngắn hạn sự biến động
tỷ giá hối đoái và sự không chắc chắn liên quan có một tác động tương quan âm lên
kim ngạch xuất khẩu thực.
Bài nghiên cứu vào năm 2001 của Aristotelous (2001): “ Exchange-rate
volatility, exchange-rate regime, and trade volume: evidence from the UK-US
export function (1889-1999)”. Nội dung bài nghiên cứu này nhằm điều tra tra tác
động của sự biến động tỷ giá hối đoái và chế độ tỷ giá lên xuất khẩu từ Anh sang
Mỹ, sử dụng dữ liệu trong giai đoạn từ năm 1889-1999. Bài nghiên cứu sử dụng
mô hình hấp dẫn tống quát. So với bài nghiên cứu của Quian và Varangis năm 1994
thì bài nghiên cứu này cũng đã khắc phục được một số nhược điểm giống như mô
hình mà bài này đã sử dụng. Tuy nhiên, có một điểm mới là mô hình mà
Aristotelous sử dụng có thể ước lượng các hệ số trong dài hạn, từ đó có thể xem xét
tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái lên khối lượng mậu dịch trong dài hạn.
Các kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu hỗ trợ cho 2 kết luận chính. Đầu tiên là
sự biến động tỷ giá hối đoái không có tác động đến khối lượng xuất khẩu từ Anh
sang Mỹ. Kết quả này hỗ trợ cho những người cho rằng biến động tỷ giá có thể
không tác động lên hoạt động mậu dịch và có thể tác động lên một vài yếu tố
thường thấy như giá cả hay đầu tư trực tiếp nước ngoài. Thứ 2, không có bất cứ
bằng chứng nào về chế độ tỷ giá trong cuối thế kỳ 19, đầu thế kỷ 20 có tác động đến
khối lượng xuất khẩu từ Anh sang Mỹ.
Trang 8
Tiếp đến là bài nghiên cứu vào năm 2002 của Vergil với tựa đề: “Exchange
rate volatility in Turkey and its effects on trade flows”. Bài nghiên cứu này nhằm
mục tiêu điều tra thực nghiệm tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái thực lên
kim ngạch xuất khẩu thực của Thổ Nhĩ Kỳ đến Mỹ và đến 3 đối tác thương mại
chính của nó ở liên minh châu Âu EU gồm Đức, Pháp và Ý, trong giai đoạn từ
tháng 1-1990 đến tháng 12-2000. Nguyên nhân mà tác giả lại sử dụng giai đoạn này
để nghiên cứu là để giảm thiểu các vấn đề liên quan đến sự thay đổi trong chính
sách tỷ giá hối đoái ở Thổ Nhĩ Kỳ. Vì mặc dù ở Thổ Nhĩ Kỳ đã áp dụng nhiều chính
sách tự do hóa nền kinh tế kể từ sau năm 1981, nhưng đã không hoàn toàn tự do hóa
về chính sách tỷ giá mãi cho đến năm 1988. Đây cũng là một cách lựa chọn mẫu dữ
liệu tốt hơn so với các bài nghiên cứu trước. Bài nghiên cứu sử dụng mô hình hiệu
chỉnh sai số và kỹ thuật đồng liên kết để ước lượng mối quan hệ đồng liên kết và
các biến động trong ngắn hạn tương ứng. Khác với phương pháp thống kê sử dụng
để đo lường sự biến động tỷ giá hối đoái trong các bài nghiên cứu trước, trong bài
nghiên cứu này tác giả đã ước tính biến động tỷ giá hối đoái bằng 2 cách. Đầu tiên
là sự biến động tỷ giá hối đoái xoay quanh xu hướng được dự báo của nó và cách
thứ hai là đo lường bằng độ lệch chuẩn của phần trăm thay đổi trong tỷ giá hối đoái
thực. Từ đó cho thấy một phương pháp đo lường đầy đủ sự biến động của tỷ giá hối
đoái thực, như là một sự đại diện cho rủi ro tỷ giá. Các kết quả nghiên cứu cho thấy
sự biến động tỷ giá hối đoái và kim ngạch xuất khẩu thực tại Thổ Nhĩ Kỳ có mối
quan hệ tương quan âm và có ý nghĩa thống kê trong dài hạn đối với Đức, Pháp và
Mỹ. Ngoài ra, sự biến động tỷ giá hối đoái có tác động tương quan âm trong ngắn
hạn lên xuất khẩu với Đức. Đối các quốc gia còn lại, tác động trong ngắn hạn đều
không có ý nghĩa thống kê. Theo quan điểm của tác giả việc tận dụng tỷ giá kỳ hạn
của thị trường phòng ngừa rủi ro tỷ giá, có thể làm cho sự biến động là một nhân tố
ít tác động lên xuất khẩu thực đối với các quốc gia này trong ngắn hạn. Cuối cùng,
những nhà hoạch định chính sách nên xem xét sự tồn tại cũng như mức độ tác động
của sự biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu thực, để từ đó đưa ra các
chính sách cho phù hợp.
Bài nghiên cứu cũng vào năm 2002 của Baak, Al- Mahmood và Vixathep với
tựa đề: “Exchange Rate Volatility and Exports from East Asian Countries to
Trang 9
Japan and U.S”. Nội dung bài nghiên cứu nhằm điều tra tác động của sự biến động
tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu tại 4 quốc gia Đông Á gồm Hồng Kông,
Nam Hàn Quốc, Singapore và Thái Lan. Mục tiêu là để xác nhận liệu sự biến động
tỷ giá hối đoái thực song phương giữa các quốc gia Đông Á và các đối tác thương
mại của nó có tác động tương quan âm lên kim ngạch xuất khẩu của các quốc gia
này hay không. Xem xét vai trò quan trọng của Mỹ và Nhật như là các đối tác
thương mại của các nước Đông Á, bài nghiên cứu này tập trung vào khối lượng xuất
khẩu hàng tháng của các quốc gia Đông Á sang Mỹ và Nhật Bản trong giai đoạn từ
năm 1990 đến năm 2001. Hầu hết các bài nghiên cứu trước đều kiểm tra chuỗi dữ
liệu thời gian theo từng quý của tổng khối lượng xuất khẩu ở một hay nhiều nước.
Nhưng bài nghiên cứu này lại dùng dữ liệu hàng tháng của khối lượng xuất khẩu
song phương, được mong đợi là cho ra kết quả chính xác hơn. Đây là một trong
những điểm khác biệt giữa bài nghiên cứu này so với các bài nghiên cứu trước. Bài
nghiên cứu sử dụng kỹ thuật đồng liên kết để xác nhận mối quan hệ dài hạn giữa
các biến. Bên cạnh đó sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM để kiểm tra các tác
động trong ngắn hạn. Như vậy bài nghiên cứu này khác với các bài nghiên cứu
trước không chỉ bởi sự tập trung về mặt địa lý mà còn bởi các công cụ nghiên cứu
thực nghiệm. Các kết quả cho thấy ngoại trừ trường hợp xuất khẩu của Hồng Kông
sang Nhật Bản, các kiểm định đồng liên kết và các ước lượng của mô hình hiệu
chỉnh sai số cho thấy rằng sự biến động tỷ giá hối đoái có tác động tương quan âm
lên kim ngạch xuất khẩu cả trong ngắn hạn và dài hạn. Mặc khác, chỉ số sản xuất
của các nước nhập khẩu và sự mất giá trong tỷ giá hối đoái thực song phương nhìn
chung có tác động tích cực lên kim ngạch xuất khẩu của các nước Đông Á được
kiểm tra.
Bài nghiên cứu của De Vita và Abbot vào năm 2004 với tựa đề: “The impact
of exchange rate volatility on UK exports to EU countries”. Bài nghiên cứu kiểm
tra tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu từ Anh sang
các nước trong liên minh châu Âu (EU). Sử dụng chuỗi dữ liệu theo tháng, được
phân tích bởi thị trường và ngành, trong giai đoạn từ năm 1993- 2001. Bài nghiên
cứu sử dụng phương pháp tiếp cận kiểm định giới hạn ARDL mới được phát triển,
cùng với kiểm định đồng liên kết. Như vậy ta có thể nhận thấy phương pháp nghiên
Trang 10
cứu trong bài này khắc phục được rất nhiều nhược điểm so với các bài nghiên cứu
trước. Cụ thể như khắc phục được kích thước mẫu nhỏ, có thể ước lượng các hệ số
cả trong ngắn hạn và dài hạn,… Điều này tôi sẽ thể hiện rõ hơn trong phần phương
pháp nghiên cứu mà tôi sẽ đề cập đến trong phần 3. Kết quả của bài nghiên cứu cho
thấy kim ngạch xuất khẩu của Anh đến 14 nước trong EU, cả theo ngành và tổng
hợp các ngành nhìn chung đều không bị ảnh hưởng bởi sự biến động tỷ giá hối đoái
trong ngắn hạn. Tuy nhiên, trong dài hạn thì sự biến động tỷ giá hối đoái có tác
động tương quan âm và có ý nghĩa lên kim ngạch xuất khẩu từ Anh sang các nước
EU.
Thông qua các bài nghiên cứu trên, chúng ta có thể dễ dàng nhận thấy rằng sự
biến động tỷ giá hối đoái luôn là vấn đề được xem xét và đáng quan tâm ở các quốc
gia phát triển. Mặc dù đối với các quốc gia này, sự tác động có thể có ý nghĩa thấp
hơn so với các quốc gia đang phát triển. Nguyên nhân là vì ở các nước phát triển,
hầu hết khi xuất khẩu hàng hóa, đồng tiền mà họ nhận về chính là đồng nội tệ, ví dụ
như USD, GBP,... Do đó một khi sự biến động tỷ giá hối đoái xảy ra, rủi ro mà nhà
xuất khẩu nhận lấy thấp hơn nhà nhập khẩu- là đối tác của họ. Nhà nhập khẩu lúc
này là người nhận hàng hóa, và chịu trách nhiệm về toàn bộ khối lượng hàng cho
đến khi phân phối nó đến tay người tiêu dùng cuối cùng. Tuy nhiên, trong một số
trường hợp, khi hàng hóa nhập khẩu là những mặc hàng tiêu dùng thiết yếu thì rủi
ro của nhà nhập khẩu do sự biến động tỷ giá sẽ giảm xuống. Bên cạnh đó, cũng có
trường hợp khi đồng tiền thanh toán cho nhà xuất khẩu không phải là đồng nội tệ thì
nhà xuất khẩu lẫn nhà nhập khẩu đều phải đối mặt với rủi ro biến động tỷ giá hối
đoái.
2.2
Các bài nghiên cứu về tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái lên hoạt động xuất khẩu ở các nước đang phát triển
Sự biến động tỷ giá hối đoái là một nhân tố cực kỳ quan trọng cần được xem
xét đối với các nước đang phát triển, nơi mà phụ thuộc nhiều vào hoạt động thương
mại quốc tế. Đặc biệt là trong nhiều trường hợp việc xuất khẩu hàng hóa ở các quốc
gia này đem lại nguồn thu không phải là đồng nội tệ. Đã có rất nhiều bài nghiên cứu
tập trung vào các nền kinh tế mới nổi, tuy nhiên lại cho ra các kết quả rất khác biệt.
Trang 11
Đầu tiên là bài nghiên cứu của Mustafa và Nishat năm 2004, với tựa đề:
“Volatility of exchange rate and export growth in Pakistan: “ The structure and
interdependence in regional markets”. Nội dung bài nghiên cứu này nhằm kiểm tra
tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái và tăng trưởng xuất khẩu giữa Pakistan và
các đối tác thương mại chủ yếu. Các quốc gia được lựa chọn thuộc nhiều khu vực
kinh tế khác nhau như SAARC, ASEAN, châu Âu và khu vực châu Á Thái Bình
Dương. Trong đó dữ liệu được lấy theo quý, từ quý 3 năm 1991 đến quý 2 năm
2004. Bài nghiên cứu này sử dụng kỹ thuật kiểm định đồng liên kết và mô hình hiệu
chỉnh sai số để kiểm tra mối quan hệ thực nghiệm giữa sự biến động tỷ giá hối đoái
và tăng trưởng xuất khẩu. Các kết quả chỉ ra rằng sự biến động tỷ giá hối đoái có tác
động tương quan âm và có ý nghĩa trong cả ngắn hạn và dài hạn đối với Úc, New
Zealand, Anh và Mỹ, trong khi khối lượng thương mại với Pakistan là tương đối ổn
định và ít biến động. Mối quan hệ giữa tăng trưởng xuất khẩu và biến động tỷ giá
hối đoái ở Úc, Singapore và Anh chỉ được quan sát trong dài hạn. Tuy nhiên, đối
với các quốc gia như Bangladesh và Malaysia thì không có mối quan hệ thực
nghiệm được quan quan sát giữa tăng trưởng xuất khẩu và biến động tỷ giá hối đoái.
Bài nghiên cứu của Rey vào năm 2006: “Effective Exchange Rate Volatility
and MENA countries Exports to the EU”. Bài nghiên cứu này kiểm tra tác động
của sự biến động tỷ giá hối đoái thực và danh nghĩa lên kim ngạch xuất khẩu của 6
quốc gia Trung Đông và Bắc Phi (MENA) đến 15 nước thành viên của EU, trong
giai đoạn từ quý 1 năm 1970 đến quý 4 năm 2002. Như vậy so với bài nghiên cứu
trước, bài nghiên cứu này đã mở rộng thời gian quan sát hơn. Bài nghiên cứu sử
dụng mô hình ECM và mô hình ARCH để đo lường biến động trong cả ngắn hạn và
dài hạn. Để phân tích điều tác động này, tác giả đã xây dựng 4 phương pháp đo
lường sự biến động, đó là độ lệch chuẩn trung bình di động và độ lệch chuẩn theo
thời gian, cho cả tỷ giá hối đoái thực và danh nghĩa. Đây cũng là một ưu điểm so
với bài nghiên cứu của Mustafa và Nishat năm 2004. Các kết quả dựa trên kiểm
định đồng liên kết chỉ ra rằng kim ngạch xuất khẩu thực đồng liên kết với giá cả
tương đối, GDP của châu Âu và sự biến động tỷ giá hối đoái. Bên cạnh đó, trong
dài hạn khối lượng xuất khẩu có tương quan âm với biến động tỷ giá hối đoái đối
với Algeria, Ai Cập, Tunisia và Turkey, trong khi lại tương quan dương với
Trang 12
Morocco và Israel. Bài nghiên cứu còn cho thấy sự biến động tỷ giá hối đoái có ý
nghĩa trong hầu hết các trường hợp, nhưng các hệ số tương quan âm hay dương lại
phụ thuộc vào sự biến động đó là thực hay danh nghĩa và ở quốc gia nào. Do đó, tác
giả đã chỉ ra rằng sự biến động tỷ giá hối đoái có tác động lên kim ngạch xuất khẩu
thực của các nước MENA cả trong ngắn hạn và dài hạn.
Bài nghiên cứu của Aliyu vào năm 2008, với tựa đề: “Exchange Rate
Volatility and Export Trade in Nigeria: An Empirical Investigation”. Bài nghiên
cứu tìm kiếm sự đánh giá về tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái lên dòng xuất
khẩu phi dầu mỏ tại Nigeria. Trong đó dòng xuất khẩu phi dầu mỏ của nền kinh tế
Nigeria giả định là được xác định trên các biến cơ bản: Sự biến động tỷ giá hối đoái,
sự biến động của đồng USD, điều kiện thương mại của Nigeria (TOT) và chỉ số mở
cửa (OPN). Bài nghiên cứu sử dụng các quan sát theo quý trong khoảng thời gian
20 năm, từ quý 1 năm 1986 đến quý 4 năm 2006. Như vậy so với các bài nghiên
cứu trước, mẫu được thu thập trong bài nghiên cứu này đã góp phần giảm thiểu các
vấn đề liên quan đến sự thay đổi trong chính sách tỷ giá hối đoái ở Nigeria. Từ đó
đem lại kết quả ước lượng tốt hơn và phản ánh đúng hơn. Bài nghiên cứu này sử
dụng phân tích cơ bản gồm kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định đồng liên kết của
Johansen và sử dụng mô hình VECM để ước lượng mối quan hệ trong dài hạn. So
với bài nghiên cứu của Rey năm 2006, bài nghiên cứu này có phương pháp tiếp cận
khá giống. Các kết quả cho thấy rằng các biến nghiên cứu dừng ở các bậc khác
nhau. Bằng chứng về kiểm định đồng liên kết giữa các biến cho thấy sự tồn tại mối
quan hệ ổn định lâu dài giữa các biến cơ bản. Phần hiệu chỉnh sai số lấy từ mô hình
ước lượng ngắn hạn đã chỉ ra tốc độ điều chỉnh hợp lý trong dài hạn. Bên cạnh đó,
các phân tích về tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái và biến động của đồng
USD đã cho thấy rằng trong dài hạn, sự biến động tỷ giá hối đoái có tác động trung
bình ngược chiều với kim ngạch xuất khẩu phi dầu mỏ khoảng -0.45%, trong khi
đối với sự biến động của đồng USD lại là 2.1%.
Cũng trong năm 2008, với bài nghiên cứu của Chit, Rizov và Willenbockel có
tựa đề: “Exchange rate volatility and exports: New empirical evidence from the
emerging East Asian Economies”. Bài nghiên cứu này kiểm tra tác động của sự
biến động tỷ giá hối đoái thực song phương lên kim ngạch xuất khẩu thực lẫn nhau
Trang 13
của 5 quốc gia mới nổi thuộc Đông Á, cũng như với 13 nước công nghiệp khác. Dữ
liệu được lấy là dữ liệu bảng, trong khoảng thời gian 25 năm, từ quý 1 năm 1982
đến quý 4 năm 2006. So với các bài nghiên cứu trước, cấu trúc dữ liệu bảng khi
nghiên cứu tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu là
khá mới. Bằng việc sử dụng mô hình hấp dẫn tổng quát, mô hình mà có sự kết hợp
giữa mô hình truyền thống về nhu cầu xuất khẩu dài hạn với các biến kiểu hấp dẫn.
Một điểm mới trong bài nghiên cứu này là các kết quả thực hiện thông qua các kỹ
thuật hồi quy khác nhau dường như không phụ thuộc vào các biến được chọn để đại
diện cho sự không chắc chắn của tỷ giá hối đoái. Bên cạnh đó vấn đề của sai số
đồng thời và phương sai thay đổi có thể có được giải quyết bằng việc sử dụng kỹ
thuật ước lượng GMM- IV. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết được
sử dụng đã xác nhận mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Ngoài ra các kết quả còn
cho thấy sự biến động tỷ giá hối đoái có một tác động tương quan âm lên kim ngạch
xuất khẩu của các nước mới nổi Đông Á. Từ đó bài nghiên cứu đưa ra một đề xuất
rằng các quốc gia nên tập trung vào sự ổn định hóa tỷ giá hối đoái của mình đối với
các đối tác thương mại chủ yếu, thay vì chỉ theo đuổi quá trình hợp tác tiền tệ và
chính sách tỷ giá hối đoái khu vực.
Bài nghiên cứu của Musonda năm 2008: “Exchange rate volatility and Non-
Traditional exports performance: Zambia, 1965- 1999”. Bài nghiên cứu nhằm
kiểm tra tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái thực lên thành quả xuất khẩu phi
truyền thống của Zambia, từ năm 1965-1999. Bằng cách sử dụng mô hình GARCH
để đo lường biến động tỷ giá hối đoái tương tự như cách tiếp cận của nhiều bài
nghiên cứu khác. Các kết quả chỉ ra rằng sự biến động tỷ giá hối đoái làm giảm kim
ngạch xuất khẩu cả trong ngắn hạn và dài hạn. Bên cạnh đó cũng cho thấy các nhân
tố kinh tế vĩ mô tích cực cũng góp phần quan trọng trong việc tăng cường kim
ngạch xuất khẩu của quốc gia.
Tiếp đến vào năm 2010 với bài nghiên cứu của Tahir Mukhtar và Saquib Jalil
Malik: “Exchange rate volatility and export growth: evidence from selected south
asian countries”. Nội dung bài nghiên cứu nhằm kiểm tra tác động của sự biến
động tỷ giá hối đoái lên kim ngạch xuất khẩu của 3 nước Nam Á gồm Ấn Độ,
Pakistan và Sri Lanka. Dữ liệu được thu thập theo năm, trong khoảng thời gian từ
Trang 14
năm 1960-2007. Đây là bài nghiên cứu có kích thước mẫu khá lớn so với các bài
nghiên cứu trước. Bằng cách sử dụng kiểm định đồng liên kết và mô hình VECM để
đo lường mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến. Đây cũng là một phương pháp
thường thấy trong các bài nghiên cứu trong giai đoạn này. Các kết quả thực nghiệm
của chúng tôi chỉ ra rằng sự tồn tại của các véc tơ đồng liên kết với kim ngạch xuất
khẩu thực, giá cả tương đối, hoạt động kinh tế đối ngoại và sự biến động tỷ giá hối
đoái trong dài hạn. Sự biến động tỷ giá hối đoái tác động tương quan âm và có ý
nghĩa lên kim ngạch xuất khẩu cả trong ngắn hạn và dài hạn đối với ba nước Nam
Á. Các kết quả cũng tiết lộ rằng sự cải thiện trong điều kiện thương mại và thu nhập
nước ngoài thực có tác động tương quan dương lên hoạt động xuất khẩu. Ngoài ra
nhóm tác giả còn cho thấy rằng hoạt động xuất khẩu của các nước Nam Á có thể
được thúc đẩy thêm bởi các chính sách nhắm đến việc đạt được và duy trì một sự ổn
định trong tỷ giá hối đoái thực.
Cuối cùng có thể kể đến bài nghiên cứu vào năm 2012 của Dhasmana với tựa
đề: “India s Real Exchange Rate and Trade Balance: Fresh Empirical
Evidence”. Bài nghiên cứu này xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực ở Ấn
Độ và cán cân thương mại của nó với các đối tác thương mại chính, sử dụng dữ liệu
theo quý cho 15 quốc gia, theo giai đoạn từ quý 1 năm 1995 đến quý 1 năm 2011.
Dữ liệu trong bài nghiên cứu này cũng là kiểu dữ liệu bảng, giống với bài nghiên
cứu của Chit, Rizov và Willenbokel năm 2008. Bài nghiên cứu sử dụng mô hình
mậu dịch song phương, trong đó có dùng hàm ước lượng nhóm trung bình có trọng
số của Pesaran và Smith (1995) để có ước tính trực tiếp của khoản thu nhập và sự
biến động tỷ giá hối đoái dài hạn. Bài nghiên cứu cũng sử dụng kỹ thuật đồng liên
kết để kiểm tra mối có tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến hay không.
Cũng như sử dụng mô hình GARCH để có được ước lượng sự biến động tỷ giá hối
đoái chính xác hơn. Bên cạnh đó bài nghiên cứu uớc lượng cho cả các hệ số trong
ngắn hạn cũng như dài hạn. Kết quả nghiên cứu cho thấy sự giảm xuống trong tỷ
giá hối đoái thực có mối quan hệ tương quan dương với cán cân thương mại trong
dài hạn. Cùng trong thời gian đó, cũng trong dài hạn, sự biến động tỷ giá hối đoái
có mối quan hệ tương quan âm với cán cân thương mại của Ấn Độ.
Trang 15
Chương 3 Phương pháp nghiên cứu
3.1
Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu của tôi sử dụng phương pháp kiểm định giới hạn phân bố trễ tự
hồi quy (ARDL). Cách tiếp cận mô hình ARDL được giới thiệu đầu tiên 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 này được phát triển dựa trên cơ sở ước lượng của
mô hình hiệu chỉnh sai số không giới hạn (UECM), nên nó tận dụng được một số lợi
thế của mô hình này cũng như có một vài đặc điểm khiến cho cho nhiều người
nghiên cứu cảm thấy nó ưu việt hơn so với các mô hình kiểm định khác. Cụ thể, nó
có thể áp dụng trong nghiên cứu với kích thước mẫu nhỏ và điều này rất phù hợp
cho bài nghiên cứu của tôi, bởi vì mẫu mà tôi tìm được bị hạn chế và khá nhỏ. Thứ
2, mô hình có thể ước lượng các nhân tố cả trong ngắn hạn và dài hạn một cách
đồng thời, mà vẫn có thể loại bỏ các vấn đề liên quan đến biến bị bỏ sót và tự tương
quan. Thứ 3, tiêu chuẩn Wald hay thống kê F được sử dụng trong các kiểm định
biên có phân phối không chuẩn, dưới giả thuyết phủ định là không có đồng liên kết
giữa các biến được kiểm định, trong đó các biến này có thể dừng ở I(1), I(0) hay
thậm chí tích hợp ở bậc nhỏ hơn. Thứ 4, phương pháp này thường cung cấp các ước
lượng không chệch của mô hình dài hạn và giá trị t có ý nghĩa ngay cả khi một vài biến độc lập là nội sinh ( Theo Harris và Sollis, năm 2003)1. Nguyên nhân này là do
các biến động có thể điều chỉnh những sai lệch nội sinh ( Theo Inder (1993) và Pesaran (1997))2. Thứ 5, các hệ số ngắn hạn và dài hạn của mô hình có thể được
ước tính một cách đồng thời, bằng một phương trình đơn giản và dễ thực hiện.
Ngoài ra, các biến khác nhau chúng ta có thể chọn độ trễ khác nhau khi sử dụng mô
hình này. Cũng chính vì những ưu điểm trên không những đã khắc phục được
những hạn chế do mẫu dữ liệu mà tôi thu thập được, mà còn cho tôi một kỹ thuật
ước lượng khá tốt và dễ thực hiện. Nên điều đó khiến tôi chọn mô hình ARDL để
thực hiện bài nghiên cứu này.
1 2 Dựa trên bài nghiên cứu của Srinivasan và Kalaivani năm 2012 với tựa đề: “Exchange rate volatility and export growth in india: an empirical investigation”
Trang 16
3.2
Phương pháp đo lường các biến
3.2.1 Biến phụ thuộc
Biến phụ thuộc trong bài nghiên cứu là kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam
3.2.2 Biến độc lập
(EP). Đơn vị tính: Triệu USD.
Bài nghiên cứu gồm 5 biến độc lập như sau:
- GDP của Việt Nam (G). Đơn vị tính: Tỷ VND.
- Tỷ giá hối đoái thực của VND/USD (RER), được tính theo công thức sau:
Trong đó:
NRE là tỷ giá hối đoái danh nghĩa giữa VND và USD.
CPIMỹ, CPIVN lần lượt là chỉ số giá tiêu dùng của Mỹ và của Việt Nam.
- Biến động tỷ giá hối đoái của VND so với USD (V). V được tính theo công
∑
thức sau:
Trong đó:
LRER = Log(RER)
- GDP của thế giới (WG). Đây là GDP của gồm 179 quốc gia được IMF thống
kê (Bảng 1- Phụ lục). Đơn vị: Triệu USD. Trong bài nghiên cứu này, tôi
tính GDP của thế giới bằng cách thu thập dữ liệu tốc độ % thay đổi giữa các
quý từ nguồn dữ liệu của IMF, rồi sau đó lấy dữ liệu GDP vào quý 1 năm
2005 để tính toán cho các quý còn lại. Nguyên nhân là do nguồn số liệu GDP
3.2.3 Dữ liệu
thực của thế giới không thống kê trực tiếp giá trị theo từng quý.
Nguồn dữ liệu trong bài nghiên cứu tôi lấy chủ yếu từ phần dữ liệu tài chính
quốc tế của IMF, để có thể lấy được nguồn dữ liệu này, tôi đã đăng ký tài khoản
Trang 17
dùng thử trong vòng 5 ngày theo quy định của trang web. Ngoài ra tôi còn thu thập
dữ liệu và tham khảo thông tin ở một vài trang web đáng tin cậy tại Việt Nam. Các
dữ liệu được thu thập trong giai đoạn từ quý 3 năm 1999 đến quý 3 năm 2013. Cụ
thể như sau:
- Kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam từ quý 3 năm 1999 đến quý 3 năm 2013
lấy từ IMF (Bảng 2- Phụ lục).
- GDP của Việt Nam được lấy từ 2 nguồn:
Dữ liệu từ quý 3 năm 1999 đến quý 4 năm 2004 tôi lấy từ nguồn dữ
liệu của tổng cục thống kê3. (Bảng 3- Phụ lục)
Từ quý 1 năm 2005 đến quý 2 năm 2013 được lấy từ phần dữ liệu vĩ
mô của trang web: Vietstock.vn . (Bảng 4- Phụ lục)
Ngoài ra, GDP của Việt Nam vào quý 3 năm 2013, cũng được tôi
tham khảo từ số liệu của tổng cục thống kê4.
- Tỷ giá hối đoái danh nghĩa từ quý 2 năm 1999 đến quý 2 năm 2013 được lấy
từ IMF (Bảng 5- Phụ lục). Do sự biến động tỷ giá hối đoái thực được tính
theo phương phương pháp bình quân, nên tôi phải lấy thêm tỷ giá hối đoái
vào quý 2 năm 1999 và quý 4 năm 2013. Trong đó tỷ giá hối đoái vào quý 3, quý 4 năm 2013 được lấy từ dữ liệu của ngân hàng nhà nước Việt Nam5.
- CPI của Mỹ (Bảng 6- Phụ lục) và CPI của Việt Nam (Bảng 7- Phụ lục)
cũng được lấy từ IMF. Trong đó CPI được tính theo cách lấy năm 2005 làm
năm gốc.
- Tốc độ tăng trưởng GDP thế giới từ quý 3 năm 1999 đến quý 3 năm 2013 lấy
từ IMF6 (Bảng 8- Phụ lục).
- GDP năm 2005 cũng được lấy từ nguồn dữ liệu của IMF7.
3 Có thể tham khảo tại trang web: http://kinhtetaichinh.blogspot.com/2011/07/potential-gdp-ii.html 4 Từ thông tin về tốc độ tăng trưởng GDP nước ta vào quý 3 năm 2013 tăng 5.46% so với quý 2 năm 2013. Như vậy có được GDP vào quý 2 là 830,435 (tỷ đồng), ta tính được GDP vào quý 3 năm 2013 là: . Có thể tham khảo thêm tại trang web: http://kinhdoanh.vnexpress.net/tin-tuc/doanh-nghiep/kho-dat-muc-tieu-tang-truong-5-5- trong-nam-2013-2888403.html 5 Tỷ giá hối đoái vào quý 3, quý 4 là 21,036 VND/USD. Có thể tham khảo tại trang web: http://vov.vn/Kinh-te/Tai-chinh/Nam-2013-ty-gia-kho-tang-hon-2/284240.vov 6 Có thể tham khảo tốc độ tăng trưởng vào quý 2 và quý 3 năm 2013 từ trang web: http://tinngan.vn/Nhung-diem-sang-cua-kinh-te-the-gioi-nam-2013_6-313-441421.html
Trang 18
Tất cả dữ liệu của các biến sau khi thu thập và tính toán xong, tôi đều lấy log
để có được một chuỗi dữ liệu ổn định hơn và dễ dàng trong việc phân tích. Tôi gọi
các biến kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam, GDP của Việt Nam, tỷ giá hối đoái
thực, biến động tỷ giá hối đoái thực và GDP của thế giới sau khi lấy log lần lượt là
LEP, LG, LRER, LV và LWG.
3.3
Quy trình thực hiện
3.3.1 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu.
Gồm kiểm định tính dừng của các biến LEP, LG, LRER, LV và LWG. Trong
đó, một chuỗi dữ liệu được coi là dừng khi chúng có các đặc điểm sau:
- Chúng thể hiện xu hướng trở lại trạng thái trung bình theo một cách mà trong
đó dữ liệu dao động xung quanh một giá trị trung bình cố định trong dài hạn.
- Có một giá trị phương sai xác định không thay đổi theo thời gian.
- Có một giản đồ tự tương quan với các hệ số tự tương quan sẽ giảm dần khi
độ trễ tăng lên.
Nguyên nhân mà tôi phải kiểm định tính dừng của các biến là vì nếu như
chuỗi thời gian của tôi không dừng, tôi chỉ có thể nghiên cứu hành vi của nó trong
một khoảng thời gian được xem xét. Vì thế mỗi mẫu dữ liệu thời gian sẽ mang một
tình tiết nhất định. Kết quả là tôi không thể khái quát hóa cho các giai đoạn khác,
dẫn đến các chuỗi không dừng như vậy sẽ không có giá trị thực tiễn khi dự báo.
Hơn nữa, đối với phân tích hồi quy, nếu chuỗi thời gian không dừng thì tất cả các
kết quả điển hình của một phân tích hồi quy sẽ không có giá trị và được gọi là “Hồi
quy giả mạo”. Thứ 2, khi biết dữ liệu là dừng hay không dừng, chúng ta sẽ giới hạn
được một số mô hình phù hợp nhất cho dữ liệu.
Có một vài phương pháp để kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu như: Giản
đồ tự tương quan (Dựa vào thống kê t và thống kê Q) và kiểm định nghiệm đơn vị
1 năm 2005 là:
7 Có thể tham khảo tại trang web: http://vi.wikipedia.org/wiki/Kinh_t%E1%BA%BF_th%E1%BA%BF_gi%E1%BB%9Bi. Trong đó cho biết GDP theo tỷ giá trao đổi thị trường là 43.9200 tỷ USD năm 2005. Từ đó suy ra GDP quý
Trang 19
(Dựa vào thống kê tau ( )) của Dickey- Fuller. Trong bài nghiên cứu của tôi, tôi sử
dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị mở rộng (ADF), vì có thể có hiện
tượng tương quan chuỗi do thiếu biến nên tôi sử dụng phương pháp này.
Ta có giả thuyết sau:
H0: Chuỗi dữ liệu của biến là không dừng
H1: Chuỗi dữ liệu của biến là dừng
Để kiểm định H0, tôi so sánh giá trị tuyệt đối thống kê tính toán với giá trị
thống kê tra bảng DF, nếu giá trị tuyệt đối của của thống kê lớn hơn giá trị tra
bảng thì ta bác bỏ giả thuyết H0, nghĩa là chuỗi dữ liệu của các biến là chuỗi dừng.
3.3.2 Kiểm định tính đồng liên kết giữa các biến
Nếu tất cả các biến đều dừng ở I(1) hoặc I(0), ta sẽ chuyển sang bước 2.
∑
∑
∑ ∑
∑ (1)
Chúng ta kiểm định đồng liên kết thông qua việc ước lương phương trình sau:
Trong đó:
- là các hệ số nhân dài hạn.
- là các hệ số nhân trong ngắn hạn.
- là phần nhiễu trắng.
Phương trình trên được ước lượng bằng phương pháp OLS để kiểm tra liệu có
thật sự tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến hay không, bằng cách thực hiện
kiểm định F với cùng một mức ý nghĩa cho các hệ số trong phương trình, tương ứng
với các biến có độ trễ khác nhau. Trong trường hợp này tôi lựa chọn độ trễ thích
hợp cho từng biến sao cho giá trị F có được là cao nhất.
Ta đưa ra 2 giả thuyết sau:
Trang 20
H0:
H1:
Thực hiện kiểm định F để xét ý nghĩa của các hệ số nhân dài hạn trên, nếu như
giá trị F được tính toán, thấp hơn giá trị biên dưới của giới hạn giá trị tiêu chuẩn
thống kê F được tạo ra bởi Pesaran và các cộng sự năm 2001 (Bảng 5- Phụ lục), thì
giả thuyết phủ định H0 không có đồng liên kết sẽ không thể bị bác bỏ. Ngược lại,
nếu giá trị thống kê F lớn hơn giá trị biên trên của giới hạn chuẩn, thì giả thuyết phủ
định không có đồng liên kết bị bác bỏ. Nghĩa là có mối quan hệ đồng liên kết giữa
các biến trong mô hình. Ngoài ra, nếu như giá trị F nằm giữa giá trị biên trên và giá
trị biên dưới thì chúng ta không thể đưa ra kết luận.
Cụ thể chúng ta sẽ tra giá trị F dựa vào bảng sau:
Trong bài nghiên cứu của tôi gồm có 5 biến, tương ứng tôi sẽ dò tìm phạm vi
giá trị F tại hàng K = 5, như vậy với mức ý nghĩa 1% giá trị F nằm trong khoảng
2.82- 4.21, mức ý nghĩa 5% nằm trong khoảng 2.14- 3.34 và với mức ý nghĩa 10%
sẽ thuộc phạm vi từ 1.81- 2.93.
Trang 21
Nếu như kết quả kiểm định trên xác nhận có mối quan hệ đồng liên kết giữa
các biến, tôi sẽ sử dụng phương pháp ARDL để lựa chọn độ trễ tối ưu cho các biến
khi xét mối quan hệ trong cả ngắn hạn và dài hạn.Trong đó, các độ trễ tối ưu sẽ
được lựa chọn thông qua một số tiêu chuẩn như SC (BIC), HQ, AIC hay chúng ta
có thể tự chọn độ trễ cho các biến sao cho phù hợp. Tuy nhiên, tôi sử dụng tiêu
chuẩn AIC để xác định độ trễ tối ưu của các biến trong bài nghiên cứu này, vì tiêu
chuẩn AIC là tiêu chuẩn thường được ưu tiên sử dụng nhiều nhất trong xác định độ
trễ của chuỗi thời gian.
Nếu như giữa các biến có mối quan hệ đồng liên kết thì ta chuyển sang bước 3
3.3.3 Ước lượng phương trình trong dài hạn bằng mô hình ARDL
và bước 4.
∑
∑
∑ ∑
∑
Phương trình dài hạn như sau:
3.3.4 Ước lượng phương trình trong ngắn hạn bằng mô hình ARDL
Trong đó là các hệ số nhân trong dài hạn.
∑
∑
∑ ∑
∑
Phương trình ngắn hạn có dạng như sau:
Trong đó:
Trang 22
- là các số nhân ngắn hạn.
- ECMt-1 là số hạng hiệu chỉnh sai số ở độ trễ một thời đoạn, có được từ ước lượng mối quan hệ cân bằng dài hạn, là hệ số phản ánh tốc độ điều chỉnh hướng tới cân bằng dài hạn.
Tất cả các kiểm định trên đều được thực hiện trên phần mềm eview 8.0 và
microfit 4.1. Trong đó kiểm định nghiệm đơn vị tôi sử dụng eview, còn các
3.3.5 Kiểm tra tính ổn định của các hệ số trong dài hạn và ngắn hạn
kiểm định còn lại được thực hiện trên phần mềm microfit.
Kiểm tra này được thực hiện bằng cách áp dụng đồ thị CUSUM và
CUSUMSQ. Thông qua đồ thị này chúng ta có thể quan sát được một cách rõ
ràng độ ổn định của các mối quan hệ cả trong ngắn hạn và dài hạn, ở các vùng ý
nghĩa khác nhau.
Chương 4 Các kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.1
Kết quả kiểm định nghiệm tính dừng của chuỗi dữ liệu
Như đã nói ở trên, bước đầu tiên để có thể áp dụng phương pháp ARDL, tôi
cần kiểm định tính dừng của các biến. Đó cũng là một yêu cầu quan trọng cho sự
tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết. Giống như kỳ vọng, các kết quả kiểm định
nghiệm đơn vị bằng phương pháp kiểm định ADF mà tôi thực hiện như sau:
Trang 23
Hình 1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến LEP
Nguồn: Dữ liệu của biến LEP – Được tôi thực hiện trên phần mềm Eview 8.0
Theo kết quả ở bảng trên, tôi thấy rằng giá trị tuyệt đối thống kê tính toán là
7.728917, lớn hơn giá trị thống kê tra bảng là 3.557472, ở mức ý nghĩa 1%. Nên
biến EP dừng ở I(1).
Trang 24
Hình 2 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến LG
Nguồn: Dữ liệu của biến LG – Được tôi thực hiện trên phần mềm Eview 8.0
Đối với biến LG, giá trị tuyệt đối thống kê tính toán là 11.04301, lớn hơn giá
trị thống kê tra bảng là 3.560019, ở mức ý nghĩa 1%. Nên biến EP dừng ở I(1).
Trang 25
Hình 3 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến LRER
Nguồn: Dữ liệu của biến LRER – Được tôi thực hiện trên phần mềm Eview 8.0
Với biến LRER, giá trị tuyệt đối thống kê tính toán là 4.501064, lớn hơn giá
trị thống kê tra bảng là 3.555023, ở mức ý nghĩa 1 %. Do đó biến LRER cũng
dừng ở I(1).
Trang 26
Hình 4 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến LV
Nguồn: Dữ liệu của biến LV – Được tôi thực hiện trên phần mềm Eview 8.0
Riêng đối với biến LV, lại dừng ở I(0). Với giá trị tuyệt đối thống kê tính
toán là 4.432726, lớn hơn giá trị thống kê tra bảng là 3.562669, ở mức ý nghĩa 1
%.
Trang 27
Hình 5 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến LWG
Nguồn: Dữ liệu của biến LWG – Được tôi thực hiện trên phần mềm Eview 8.0
Theo các kết quả ở 5 bảng trên, cho thấy thấy biến LWG dừng ở I(1) với mức
ý nghĩa 1%, vì ta có giá trị tuyệt đối của của thống kê tính toán là 3.999031, lớn
hơn giá trị tra bảng là 3.557472.
Vì tất cả các biến LEP, LG, LRER, LWG đều dừng ở I(1) và riêng biến LV
dừng ở I(0). Do đó tôi chuyển sang bước 2 để kiểm định tính đồng liên kết giữa các
biến.
4.2
Kết quả kiểm định tính đồng liên kết giữa các biến
Trang 28
Sử dụng phương pháp hồi quy OLS, tôi có được kết quả sau:
Hình 6 Kết quả ước lượng phương trình (1) bằng phương pháp OLS
Nguồn: Chuỗi dữ liệu thời gian của các biến – Được tôi thực hiện trên phần mềm
Microfit 4.1
Sau đó, tôi thực hiện kiểm định F và thu được kết quả như bảng dưới đây.
Trang 29
Hình 7 Kết quả kiểm định tính đồng liên kết giữa các biến
Nguồn: Chuỗi dữ liệu thời gian của các biến – Được tôi thực hiện trên phần mềm
Microfit 4.1
Đối với kiểm định này, tôi chọn độ trễ cho các biến LEP, LG, LRER, LV và
LWG lần lượt là 1, 0, 3, 4, 3. Theo như kết quả của bảng trên, tôi thấy rằng giá trị F
được tính toán là 4.1681, lớn hơn so với giá trị giới hạn trên khi tra bảng của
Pesaran (2001) là 3.79, ở mức ý nghĩa 5%. Do đó ta phủ định giả thuyết H0, nghĩa là
các biến có đồng liên kết ở mức ý nghĩa 5%. Từ đó, tôi sử dụng tiêu chuẩn AIC để
lựa chọn độ trễ tối ưu cho các biến như sau.
Trang 30
Hình 8 Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu cho các biến theo tiêu chuẩn AIC
Nguồn: Chuỗi dữ liệu thời gian của các biến – Được tôi thực hiện trên phần mềm
Microfit 4.1
Như vậy theo kết quả của bảng trên, độ trễ tối ưu được lựa chọn cho các biến
LEP, LG, LRER, LV và LWG lần lượt là 3, 1, 2, 1, 2.
4.3
Kết quả uớc lượng phương trình dài hạn bằng phương
pháp ARDL
Trang 31
Một khi sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến được xác nhận,
phương trình ước lượng cho các hệ số dài hạn của mô hình ARDL được thực hiện,
với độ trễ được lựa chọn thông qua tiêu chuẩn AIC như ở bảng 7. Cụ thể độ trễ lần
lượt là 3, 1, 2, 1, 2 tương ứng với các biến LEP, LG, LRER, LV và LWG. Kết quả
được thể hiện như sau:
Hình 9 Kết quả ước lượng các hệ số dài hạn bằng cách sử dụng phương pháp ARDL (3, 1, 2, 1, 2)
Nguồn: Chuỗi dữ liệu thời gian của các biến – Được tôi thực hiện trên phần mềm
Microfit 4.1
Kết quả của bảng trên cho thấy rằng tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái
lên kim ngạch xuất khẩu thực của Việt Nam trong dài hạn là tương quan âm, ở mức
ý nghĩa 10%. Điều này hàm ý rằng sự biến động tỷ giá hối đoái càng cao thì càng có
tác động làm giảm kim ngạch xuất khẩu. Kết quả này phù hợp với kết quả của nhiều
bài nghiên cứu trước đây như bài nghiên cứu của Clark (1973), Baron (1976), Wolf
(1995),...Cụ thể tôi nhận thấy đây là một trường hợp thuộc về hiệu ứng thay thế như
trong bài nghiên cứu của Cote(1994) đã nhắc đến. Ông cho rằng sự biến động tỷ giá
hối đoái được xem như một rủi ro, do đó việc gia tăng trong sự biến động tỷ giá hối
đoái sẽ làm gia tăng chi phí cho các thương nhân e sợ rủi ro và làm giảm giao dịch.
Hay trong bài nghiên cứu của Quian và Virangis cũng vào năm 1994, đã đề cập đến
một vấn đề then chốt, từ đó tôi có thể suy ra rằng một nước đang phát triển như Việt
Nam, khi giao dịch xuất khẩu đồng tiền mà chúng ta nhận về là đồng ngoại tệ. Nên
Trang 32
rủi ro mà chúng ta gặp phải là khá lớn, so với các quốc gia lớn như Mỹ , Anh,… vì
khi họ xuất khẩu đồng tiền họ nhận về cũng là đồng nội tệ. Bên cạnh đó cũng có rất
nhiều bài nghiên cứu khác đã đưa ra những lập luận về vấn đề này. Ngoài ra, với
tình hình biến động tỷ giá hối đoái khá phức tạp như hiện nay, nhưng tại Việt Nam
sự phát triển của thị trường phái sinh như quyền chọn, kỳ hạn,… vẫn chưa được
phát triển nhiều. Do đó vấn đề phòng ngừa rủi ro cho các hợp đồng xuất khẩu hàng
hóa vẫn còn những hạn chế nhất định. Mặc khác trong dài hạn, khi sự biến động tỷ
giá hối đoái càng cao, dẫn đến giá trị quyền chọn càng gia tăng, cùng với đó cũng là
sự gia tăng của giá cả khi mua các loại quyền chọn này. Nên đây cũng là một
nguyên nhân làm cho các thương nhân có tư tưởng khá chủ quan với các biến động,
không phòng ngừa sớm rủi ro, có thể gia tăng chi phí để đảm bảo cho sự chắc chắn
của lợi nhuận thu về trong tương lai. Từ đó làm giảm giao dịch trên thị trường của
họ.
Biến GDP của Việt Nam có tác động tương quan dương với kim ngạch xuất
khẩu trong dài hạn, ở mức ý nghĩa 1%. Nguyên nhân của mối quan hệ này có thể dễ
dàng nhận thấy. Đó là khi xét đến GDP của Việt Nam, nghĩa là chúng ta đang xét
đến yếu tố đại diện cho cung hàng hóa xuất khẩu trong nước. Về cơ bản, khi tổng
giá trị hàng hóa và dịch vụ sản xuất của một nước tăng lên sẽ đồng nghĩa với lượng
cung hàng hóa của nước đó cũng tăng và do đó càng có nhiều cơ hội xuất khẩu
nhiều hơn. Đối với một quốc gia phụ thuộc nhiều vào hoạt động thương mại như
Việt Nam, lấy xuất khẩu là động lực phát triển kinh tế thì kim ngạch xuất khẩu và
GDP quốc gia có mối quan hệ chặt chẽ và đồng biến với nhau là điều dễ dàng nhận
thấy.
Còn đối với biến RER lại có tác động tương quan âm lên kim ngạch xuất khẩu
trong dài hạn ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này hầu như khá ngược so với lý thuyết
thường thấy của chúng ta. Vì chúng ta thường cho rằng khi đồng nội tệ mất giá,
nghĩa là tỷ giá hối đoái của VND/ USD tăng, sẽ làm cho giá cả hàng hóa của Việt
Nam rẻ tương đối so với nước ngoài. Từ đó thúc đẩy tăng trưởng xuất khẩu. Tuy
nhiên, bài nghiên cứu của tôi lại cho ra kết quả ngược lại. Lập luận mà tôi đưa ra có
thể xuất phát từ nguyên nhân Việt Nam theo chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi có quản
lý, tuy nhiên để có thể ổn định nền kinh tế, nhà nước lại quản lý khá chặt chẽ và
Trang 33
luôn có những biện pháp để điều chỉnh không cho tỷ giá biến động quá lớn. Cũng
có thể là do nguồn số liệu mà tôi thu thập được không đủ lớn, nên có thể cho ra kết
quả sai lệch. Vì mãi đến sau năm 1989, nước ta mới tự do hóa thương mại và phá
giá đồng nội tệ để hỗ trợ xuất khẩu. Do đó dữ liệu thu thập được chỉ trong khoảng
thời gian khá ngắn. Đây là một hạn chế trong bài nghiên cứu của tôi.
Biến GDP thế giới có tác động tương quan dương lên kim ngạch xuất khẩu
của Việt Nam, ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho ta thấy rằng trong dài hạn, khi mức
thu nhập của các đối tác thương mại Việt Nam càng cao sẽ dẫn đến sức mua cao
hơn ở các quốc gia này, từ đó thúc đẩy hoạt động xuất khẩu của nước ta.
4.4
Kết quả Ước lượng phương trình ngắn hạn bằng phương
pháp ARDL
Kết quả của các hệ số nhân ngắn hạn trong phương trình (3) được thể hiện
trong bảng sau, trong đó độ trễ tối ưu cũng được lựa chọn theo tiêu chuẩn AIC như
kết quả ở hình 8.
Trang 34
Hình 10 Kết quả ước lượng các hệ số ngắn hạn bằng cách sử dụng phương pháp ARDL (3, 1, 2, 1, 2)
Nguồn: Chuỗi dữ liệu thời gian của các biến – Được tôi thực hiện trên phần mềm
Microfit 4.1
Kết quả ở bảng trên cho thấy hệ số điều chỉnh sai số ECM được ước tính -
0.68048 với độ lệch chuẩn là 0.17856 và có ý nghĩa ở mức 1%, chắc chắn rằng quá
trình điều chỉnh từ sai số ngắn hạn khá ổn định. Ngoài ra sự biến động tỷ giá hối
đoái có tác động tương quan âm lên kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam, nhưng lại
không có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân có thể xuất phát từ việc tỷ giá hối đoái
được thỏa thuận tại thời điểm ký kết hợp đồng thương mại, nhưng việc thanh toán
không được thực hiện cho đến khi việc giao hàng trong tương lai thực sự diễn ra.
Trang 35
Nếu sự biến động tỷ giá trở nên không thể dự báo được, thì điều này sẽ tạo ra sự
không chắc chắn về lợi nhuận có được, từ đó làm giảm giá trị thương mại. Ngoài ra
còn do một vài nguyên nhân khác mà tôi đã đề cập như ở trên. Tuy nhiên, mối quan
hệ này lại không có ý nghĩa thống kê, vì có thể trong ngắn hạn các hợp đồng xuất
khẩu đã được ký kết và có thể đã được phòng ngừa rủi ro tương ứng. Bên cạnh đó
khi các hợp đồng xuất khẩu được ký kết thường có thời hạn khá dài. Do đó trong
ngắn hạn sự biến động tỷ giá hối đoái có thể không có tác động đáng kể lên kim
ngạch xuất khẩu của Việt Nam.
Biến GDP của thế giới và của Việt Nam đều có tương quan dương với kim
ngạch xuất khẩu, ở mức ý nghĩa 10%. Như vậy cả trong ngắn hạn và dài hạn, một
sự gia tăng trong GDP của các đối tác thương mại, cũng như GDP trong nước đều
góp phần thúc đẩy hoạt động xuất khẩu của Việt Nam.
Trong khi đó biến RER có tương quan âm với kim ngạch xuất khẩu trong ngắn
hạn và tác động này không có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân có thể là do kích
thước mẫu của tôi khá nhỏ, nên có thể dẫn đến sai lệch trong kết quả nghiên cứu.
Hay cũng có thể vì chính sách quản lý tỷ giá hối đoái của Việt Nam khá chặt chẽ.
4.5
Mức độ ổn định của các hệ số ước lượng
Cuối cùng, để kiểm định xem các hệ số trong ngắn hạn và dài hạn được ước
lượng trong phương trình trên có ổn định hay không, tôi sử dụng kiểm định
CUSUM và CUSUMQ ở các mức ý nghĩa. Kết quả kiểm định CUSUM và
CUSUMQ lần lượt được thể hiện trong hình sau:
Trang 36
Hình 11 Kết quả kiểm định CUSUM
Nguồn: Chuỗi dữ liệu thời gian của các biến – Được tôi thực hiện trên phần mềm
Microfit 4.1
Thông qua hình 11, tôi nhận thấy hầu như tổng tích lũy của phần dư đệ quy đều
nằm trong dải cộng trừ ý nghĩa thống kê 10%, ngoại trừ trong khoảng thời gian quý
1 năm 2013 có biến động khá lớn. Cho thấy các hệ số ước lượng cả trong ngắn hạn
và dài hạn của phương trình khá ổn định trong khoảng thời gian nghiên cứu, từ quý
3 năm 1999 đến quý 3 năm 2013
Hình 12 Kết quả kiểm định CUSUMQ
Trang 37
Còn trong kiểm định CUSUMQ thể hiện rằng phương trình ước lượng nói
chung là ổn định ở mức ý nghĩa 10%. Do đó có thể kết luận rằng các ước lượng cả
trong ngắn hạn và dài hạn bằng phương pháp ARDL trong bài nghiên cứu đều khá
ổn định.
Chương 5 Kết luận- Hạn chế của bài nghiên cứu
Bài nghiên cứu của tôi đã kiểm tra tác động của sự biến động tỷ giá hối đoái
lên kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam cả trong ngắn hạn và dài hạn, bằng cách sử
dụng phương pháp kiểm định giới hạn ARDL, được đề xuất bởi Pesaran, Shin và
Smith vào năm 2001. Với chuỗi dữ liệu thời gian, được lấy theo quý, từ quý 3 năm
1999 đến quý 3 năm 2013. Bên cạnh đó, tôi cũng xem xét tác động của một vài biến
số vĩ mô cũng có tác động đáng kể lên kim ngạch xuất khẩu tại Việt Nam như: GDP
trong nước, GDP thế giới và tỷ giá hối đoái thực. Các kết quả nghiên cứu cho thấy
rằng kim ngạch xuất khẩu có mối quan hệ đồng liên kết với tất cả các biến số vĩ mô
mà tôi nghiên cứu. Ngoài ra, các kết quả còn chỉ ra rằng biến động tỷ giá hối đoái
có tác động tương quan âm và có ý nghĩa thống kê lên kim ngạch xuất khẩu tại Việt
Nam trong dài hạn, nhưng tác động này lại không có ý nghĩa thống kê trong ngắn
hạn. Cùng với đó, biến GDP trong nước và GDP thế giới có tác động tương quan
dương và có ý nghĩa lên kim ngạch xuất khẩu cả trong ngắn hạn và dài hạn. Từ đó
cho ta thấy rằng một sự gia tăng trong biến động tỷ giá hối đoái sẽ làm giảm kim
ngạch xuất khẩu trong dài hạn.
Thông qua các kết quả nêu trên, tôi cho rằng nước ta nên dựa vào nhu cầu tăng
trưởng xuất khẩu của mình để từ đó theo đưa ra chính sách ổn định tỷ giá hối đoái
cho phù hợp. Bên cạnh đó, các doanh nghiệp cũng như những nhà hoạt động thương
mại cũng cần xem trọng yếu tố biến động tỷ giá hối đoái, để từ đó đưa ra những giải
pháp phòng ngừa trước những rủi ro biến động khó dự báo như hiện nay. Góp phần
ổn định nguồn lợi nhuận thu về trong tương lai và thúc đẩy tăng trưởng xuất khẩu.
Chúng ta cũng cần tăng nguồn dự trữ ngoại hối, cũng như việc ổn định tâm lý và
lòng tin vào đồng tiền quốc gia, để chủ động thực hiện chính sách quản lý tỷ giá hối
đoái thích hợp theo tình hình cụ thể của quốc gia.
Trang 38
Tôi cũng nhận thấy rằng bài nghiên cứu của mình vẫn còn những hạn chế
trong quá trình thu thập dữ liệu. Cụ thể là khoảng thời gian mà tôi tiến hành nghiên
cứu còn khá nhỏ, do gặp khó khăn trong quá trình tìm kiếm dữ liệu, nên điều đó có
thể dẫn đến các kết quả thống kê không có ý nghĩa. Đây chính là hạn chế lớn nhất
mà tôi gặp phải trong bài nghiên cứu này.
Trang 39
PHỤ LỤC BẢNG
Bảng 1 Danh sách 179 quốc gia được IMF thống kê trong GDP thế giới
Lebanon Lesotho Libya Lithuania Luxembourg
STT Tên quốc gia 91 92 93 94 95 96 Macedonia, Former Yugoslav STT Tên quốc gia Albania 1 Algeria 2 Angola 3 Antigua and Barbuda 4 Argentina 5 Armenia 6
Australia Austria Azerbaijan Bahamas, The Bahrain Bangladesh Barbados Belarus Belgium Belize Benin Bhutan Bolivia Bosnia and Herzegovina Botswana Brazil Brunei Darussalam Bulgaria Burkina Faso Burundi Cambodia Cameroon Canada Cape Verde Central African Republic Chad Chile China Colombia Comoros Congo, Democratic Republic of Republic of 97 Madagascar 98 Malawi 99 Malaysia 100 Maldives 101 Mali 102 Malta 103 Mauritania 104 Mauritius 105 Mexico 106 Moldova 107 Mongolia 108 Morocco 109 Mozambique 110 Myanmar 111 Namibia 112 Nepal 113 Netherlands 114 Netherlands Antilles 115 New Zealand 116 Nicaragua 117 Niger 118 Nigeria 119 Norway 120 Oman 121 Pakistan 122 Panama 123 Papua New Guinea 124 Paraguay 125 Peru 126 Philippines 127 Poland 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37
Trang 40
Congo, Republic of Costa Rica Côte d'Ivoire Croatia Cyprus Czech Republic Denmark Djibouti Dominica Dominican Republic Ecuador Egypt El Salvador Equatorial Guinea Eritrea Estonia Ethiopia Fiji Finland France Gabon Gambia, The Georgia Germany Ghana Greece Grenada Guatemala Guinea Guinea-Bissau Guyana Haiti Honduras Hong Kong SAR Hungary Iceland India Indonesia Iran, Islamic Republic of Ireland Israel Italy Jamaica 128 Portugal 129 Qatar 130 Romania 131 Russia 132 Rwanda 133 Samoa 134 São Tomé and Príncipe 135 Saudi Arabia 136 Senegal 137 Serbia and Montenegro 138 Seychelles 139 Sierra Leone 140 Singapore 141 Slovak Republic 142 Slovenia 143 Solomon Islands 144 South Africa 145 Spain 146 Sri Lanka 147 St. Kitts and Nevis 148 St. Lucia 149 St. Vincent and the Grenadines 150 Sudan 151 Suriname 152 Swaziland 153 Sweden 154 Switzerland 155 Syrian Arab Republic 156 Taiwan Province of China 157 Tajikistan 158 Tanzania 159 Thailand 160 Timor-Leste, Dem. Rep. of 161 Togo 162 Tonga 163 Trinidad and Tobago 164 Tunisia 165 Turkey 166 Turkmenistan 167 Uganda 168 Ukraine 169 United Arab Emirates 170 United Kingdom 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80
Trang 41
171 United States 172 Uruguay 173 Uzbekistan 174 Vanuatu 175 Venezuela 176 Vietnam 177 Yemen, Republic of 178 Zambia
Japan Jordan Kazakhstan Kenya Kiribati Korea Kuwait Kyrgyz Republic Lao People's Democratic Republic 179 Zimbabwe Latvia
81 82 83 84 85 86 87 88 89 90
Bảng 2 Kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam theo quý lấy từ nguồn IMF
Năm Quý 1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 Kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam (Triệu USD) 2896 3100 3346 3111 3495 3945 3896 3628 3973 3932 3494 3252 4120 4574 4758 4700 5070 5159 5213 5501 6512 7099 6872 6687 7578 8972 8489 8910.7 9927.5
Trang 42
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
10634.1 10133.2 10565 11901 12319 13528 13238.37709 17385.07309 18026.68309 14034.99642 14285.50655 13572.27515 14024.8905 15213.60226 14345.97368 17962.27864 18984 20366 19386 22470 26514 26148 24874 28408 30197 31979.274 29763.655 31776 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3
Bảng 3 GDP của Việt Nam lấy từ nguồn dữ liệu của tổng cục thống kê
Năm Quý 1999
2000
2001
2002 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 GDP của Việt Nam (Tỷ VND) 195,110 9,765 90,059 118,513 106,989 126,085 96,443 125,889 116,440 142,523 109,180 141,481
Trang 43
2003
2004
3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 132,836 152,265 122,610 156,991 154,877 178,965 137,070 182,105 173,231 222,901
Bảng 4 GDP của Việt Nam lấy từ nguồn dữ liệu của trang web: Vietstock.vn
Năm Quý 2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 GDP của Việt Nam (Tỷ VND) 164,243 216,026 206,829 250,760 184,359 242,186 248,290 298,956 210,878 282,577 293,776 356,211 254,086 371,652 390,765 462,192 311,136 420,464 425,477 488,404 362,895 492,305 508,996 616,718 441,707 628,223 640,284 824,794 545,764 706,813 720,208
Trang 44
2013
977,899 683,668 830,435 857,777 4 1 2 3
Bảng 5 Tỷ giá hối đoái danh nghĩa được lấy từ nguồn IMF
Năm Quý 1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa (VND/USD) 13910.33333 13960.33333 14013.33333 14053.33333 14075 14119.66667 14423 14547.66667 14643.33333 14658.33333 15051.33333 15164.66667 15253.33333 15323.66667 15376.33333 15426 15472 15522 15618.33333 15717.33333 15735 15750.66667 15781 15808.66667 15842 15878 15907 15920.66667 15964 16015.33333 16077 16022.33333 16070 16205.83333 16122.33333 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4
Trang 45
2008
2009
2010
2011
2012
2013
1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 16059.33333 16109.66667 16503.33333 16536.66667 16974 16941.66667 16971 17373.66667 18242.66667 18544 18733 18932 19974.33333 20671.33333 20618.66667 20774.66667 20828 20828 20828 20828 20828 20833.66667
Bảng 6 CPI của Mỹ được lấy từ nguồn IMF
Năm Quý 1999
2000
2001
2002
2003
2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 CPI của Mỹ 85.1034777 85.63260081 86.16172392 87.01514828 87.9368466 88.63665458 89.11457222 89.96799659 90.90676339 91.0262428 90.77021549 91.09451675 92.08448901 92.47706422 92.7672285 93.70599531 94.04736505
Trang 46
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
94.50821421 94.5252827 95.37870706 96.74418605 97.08555579 97.66588436 98.2803499 99.59462343 100.806486 101.3185406 101.8647322 103.5886495 104.168978 103.2814167 104.3340303 106.334457 106.6278643 107.3862172 108.6069554 110.9912524 112.2821421 109.1062087 108.5632601 109.7143589 110.4593983 110.68163 111.1259228 111.6538511 111.7579689 112.0875613 113.5052699 115.4840196 115.9557926 115.7794751 116.7006614 117.6663964 117.9244719 117.9669725 118.6633668 119.3053126 119.756262 119.422061 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4
Trang 47
Bảng 7 CPI của Việt Nam được lấy từ nguồn IMF
Năm Quý
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 CPI của Việt Nam 82.26293024 81.25672425 80.31759865 81.56976611 80.31759865 79.42319332 79.93747638 80.45175945 79.66915478 79.62443452 80.11635745 82.50423012 82.87648054 83.04568528 83.68866328 85.71912014 85.85448393 85.38071066 85.85448393 89.40778342 91.97969543 93.67174281 94.34856176 97.49576988 99.39086294 100.7445008 102.3688663 105.5837563 106.7343486 107.9864636 109.2385787 112.4873096 114.5854484 117.2588832 120.8798646 130.9306261 142.6734349 149.7800338 149.3739425 151.2651912 152.243097
Trang 48
2010
2011
2012
2013
153.4077834 156.2402707 162.6091371 165.1201354 166.5827881 173.1797465 183.4188213 197.1091321 204.1211192 207.5133639 212.6345917 214.0046339 215.6072294 221.9569452 227.3258928 228.0235527 230.743415 235.0810394 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4
Bảng 8 Tốc độ tăng trưởng GDP của thế giới
Năm Quý
1999
2000
2001
2002
2003
2004
Tốc độ tăng trưởng GDP thế giới (%) 2.752411902 3.68289881 6.091681845 5.007318536 5.306049853 4.652330955 3.95086138 3.122287679 2.384290923 1.913343073 1.367734827 1.713487619 2.281504663 2.743465117 3.187990081 2.683902644 2.702362075 3.63608023 4.832373373 5.302801583 5.332680416 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2
Trang 49
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
4.921166072 4.663393123 3.604000236 4.002250639 3.839096734 4.039214135 5.26471161 4.971549171 4.801766633 5.071957818 4.904382807 5.143795118 5.084909899 4.730343053 4.116707059 3.333875943 2.403310622 -0.085017436 -2.71178325 -2.383413189 -1.436879888 1.317297974 4.181897049 4.724823949 4.540074261 4.509171787 3.752564092 3.159853685 3.140102517 2.866495729 3.013937742 2.661730204 2.280936602 2.219508157 1.892550102 2.1 2.76 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3
Trang 50
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Giáo trình “ Dự báo và phân tích dữ liệu trong kinh tế và tài chính” của
nhóm tác giả Nguyễn Trọng Hoài, Phùng Thanh Bình và Nguyễn Duy Khánh.
Ấn phẩm “ Time series econometrics using Microfit 5.0” của Bahram
Pesaran và M. Hashem Pesaran.
Bài nghiên cứu của Aristotelous năm 2001: “ Exchange-rate volatility,
exchange-rate regime, and trade volume: evidence from the UK-US export
function (1889-1999)”.
Bài nghiên cứu của Aliyu năm 2008: “ Exchange Rate Volatility and Export
Trade in Nigeria: An Empirical Investigation”.
Bài nghiên cứu của Baak, Al-Mahmood và Vixathep năm 2002: “ Exchange
Rate Volatility and Exports from East Asian Countries to Japan and U.S”.
Bài nghiên cứu của Cushman năm 1988: “ U.S bilateral trade flows and
exchange risk during the floating period”.
Bài nghiên cứu của Chowdhury năm 1993: “ Does exchange rate volatility
depress trade flows? Evidence from error correction models”
Bài nghiên cứu của Cote năm 1994: “ Exchange rate volatility and trade: A
survey”.
Bài nghiên cứu của Calderon năm 2004 “ Trade Openness and Real
Exchange Rate Volatility: Panel Data Evidence”.
Bài nghiên cứu của Chit, Rizov và Willenbockel năm 2008: “ Exchange rate
volatility and exports: New empirical evidence from the emerging East Asian
Economies”.
Bài nghiên cứu của De Vita và Abbott năm 2004: “ The impact of exchange
rate volatility on UK exports to EU countries”.
Bài nghiên cứu của Dhasmana năm 2012: “ India s Real Exchange Rate and
Trade Balance: Fresh Empirical Evidence”.
Trang 51
Bài nghiên cứu của Fountas và Bredin năm 1998: “Exchange rate volatility
and exports: The case of Ireland”.
Bài nghiên cứu của Hooper và Kohlhagen năm 1978: “ The effect of
exchange rate uncertainty on the price and volume of international trade”.
Bài nghiên cứu của Joshi và Little năm 1994: “ India: Macroeconomics and
Political Economy, 1964- 1991”.
Bài nghiên cứu của Khalid Mustafa và Mohammed Nishat năm 2004: “
Volatility of exchange rate and export growth in Pakistan: “ The structure and
interdependence in regional markets”.
Bài nghiên cứu của Musonda năm 2008: “ Exchange rate volatility and Non-
Traditional exports performance: Zambia, 1965- 1999”.
Bài nghiên cứu của Pesaran và Shin năm 1999: “ An Autoregressive
Distributed Lag Modeling Approach to Cointegration Analysis”.
Bài nghiên cứu của Pesaran, Shin và Smith năm 2001: “ Bound Testing
Approaches to the Analysis of Level Relationships”.
Bài nghiên cứu của Qian và Varangis năm 1994: “ Does exchange rate
volatility hinder export growth?”.
Bài nghiên cứu của Rey năm 2006: “ Effective Exchange Rate Volatility and
MENA countries Exports to the EU”.
Bài nghiên cứu của Srinivasan và Kalaivani năm 2012: “ Exchange rate
volatility and export growth in India: An empirical investigation”.
Bài nghiên cứu của Vergil năm 2002: “ Exchange rate volatility in Turkey
and its effects on trade flows”
Các trang web tham khảo gồm:
- http://vietstock.vn/
- http://www.gso.gov.vn/Default.aspx?tabid=217
- http://davegiles.blogspot.com/2013/03/ardl-models-part-i.html
- http://davegiles.blogspot.com/2013/06/ardl-models-part-ii-bounds-tests.html
Trang 52
- http://vi.wikipedia.org/wiki/Kinh_t%E1%BA%BF_th%E1%BA%BF_gi%E1
%BB%9Bi
- http://kinhdoanh.vnexpress.net/tin-tuc/doanh-nghiep/kho-dat-muc-tieu-tang-
truong-5-5-trong-nam-2013-2888403.html
- http://vov.vn/Kinh-te/Tai-chinh/Nam-2013-ty-gia-kho-tang-hon-
2/284240.vov
- http://kinhtetaichinh.blogspot.com/2013/09/data-interpolation.html
