BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ----------------------------
NGUYỄN THỊ LINH
TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TRONG NGẮN HẠN VÀ DÀI HẠN
Chuyên ngành : Kinh tế tài chính - Ngân hàng Mã số
: 60.31.12
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC
PGS.TS. TRẦN NGỌC THƠ
TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2013
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan luận văn ‘‘Tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại
của Việt Nam trong ngắn hạn và dài hạn giai đoạn 2000 – 2011’’ là công trình
nghiên cứu của chính tác giả, nội dung được đúc kết từ quá trình học tập và các kết quả
nghiên cứu thực tiễn trong thời gian qua, số liệu sử dụng là trung thực và có nguồn gốc
trích dẫn rõ ràng. Luận văn được thực hiện dưới sự hướng dẫn khoa học của GS.TS.
Trần Ngọc Thơ.
Tác giả luận văn
NGUYỄN THỊ LINH
2
LỜI CẢM ƠN
Tôi chân thành cảm ơn Ban Giám Hiệu và Khoa Đào tạo Sau Đại học Trường Đại học
Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh đã tạo điều kiện thuận lợi cho tôi học tập và nghiên
cứu trong suốt thời gian qua.
Tôi chân thành cảm ơn các Thầy Cô Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh
đã nhiệt tình giảng dạy cho tôi trong suốt quá trình tham gia học tập tại Trường.
Tôi chân thành cảm ơn Thầy –GS.TS. Trần Ngọc Thơ đã tận tình chỉ bảo, góp ý và
động viên tôi trong suốt quá trình thực hiện luận văn.
Tôi chân thành cảm ơn gia đình, bạn bè, đồng nghiệp đã tạo điều kiện thuận lợi nhất để
tôi hoàn thành luận văn này.
Xin trân trọng cảm ơn.
Tác giả luận văn
NGUYỄN THỊ LINH
3
MỤC LỤC
DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT ............................................................................................................. 5
TÓM LƯỢC ........................................................................................................................................... 6
MỞ ĐẦU ................................................................................................................................................. 7
CHƯƠNG I ............................................................................................................................................. 9
TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ............................................ 9
1.1. Mối quan hệ của tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại ......................................................... 9
1.1.1.Tỷ giá hối đoái ..............................................................................................................................9
1.1.2. Cán cân thương mại .................................................................................................................10
1.1.3. Mối quan hệ của tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại ........................................................11
1.2. Tổng quan nghiên cứu trước đây ............................................................................................. 14
1.2.1. Các nghiên cứu thực nghiệm nước ngoài ...............................................................................14
1.2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm tại thị trường Việt Nam............................................................17
CHƯƠNG II ......................................................................................................................................... 20
MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU ......................................................................................... 20
2.2. Dữ liệu nghiên cứu .................................................................................................................... 21
2.3. Phương pháp nghiên cứu .......................................................................................................... 28
CHƯƠNG III ........................................................................................................................................ 29
ƯỚC LƯỢNG TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI LÊN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM ...................................................................................................................................................... 29
3.1.Kiểm định nghiệm đơn vị các biến cân bằng ........................................................................... 29
3.3. Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen .......................................................... 31
3.4. Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn .................................................................................... 32
3.5. Tác động của TGHĐ lên cán cân thương mại trong ngắn hạn – Mô hình hiệu chỉnh sai số ECM .................................................................................................................................................. 34
3.6. Những hạn chế trong kết quả nghiên cứu ............................................................................... 36
KẾT LUẬN ........................................................................................................................................... 38
4
TÀI LIỆU THAM KHẢO ................................................................................................................... 39
Tài liệu tham khảo tiếng Việt .......................................................................................................... 39
Tài liệu tham khảo tiếng Anh .......................................................................................................... 40
PHỤ LỤC .............................................................................................................................................. 42
PHỤ LỤC 1: Tóm tắt về kiểm định ADF, mô hình tự hồi quy vecto VAR, mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM và dữ liệu nghiên cứu ..................................................................................... 42
PHỤ LỤC 2: Kết quả kiểm định tính dừng ADF các biến ........................................................... 60
PHỤ LỤC 3: Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen ............................................................. 70
PHỤ LỤC 4: Kết quả ước lượng mô hình ECM ........................................................................... 72
PHỤ LỤC 5: Kết quả kiểm định đồng liên kết của hàm cầu xuất khẩu (LnX) ......................... 74
PHỤ LỤC 6: Kết quả kiểm định đồng liên kết của hàm cầu nhập khẩu (LnM) ....................... 75
PHỤ LỤC 7: Kết quả chạy mô hình VECM hàm cầu xuất khẩu (LnX) ......................................77
PHỤ LỤC 8: Kết quả chạy mô hình VECM hàm cầu nhập khẩu (LnM) ....................................79
5
DANH MỤC CÁC BẢNG VÀ HÌNH
Hình 1.1: Hiệu ứng đường cong J
Bảng 2.1. Tỷ giá hối đoái danh nghĩa, tỷ giá thực hiệu lực, cán cân thương mại
Bảng 3.1. Kết quả kiểm định ADF các biến ước lượng cân bằng
Bảng 3.2. Bảng độ trễ tối ưu
Bảng 3.3.Kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen
Bảng 3.4. Kết quả hồi ước lượng vecto sai số ngẫu nhiên VECM hàm cầu xuất khẩu và
hàm cầu nhập khẩu
Bảng 3.5. Kết quả ước lượng cán cân thương mại bằng mô hình ECM
Hình 3.1. Phản ứng của Cán cân thương mại khi có sự mất giá tiền tệ.
DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT
- ADB: Ngân hàng phát triển Châu Á - Asia Development Bank - ADF: Kiểm đinh ADF - Augmented Dickey-Fuller - CCTM: Cán cân thương mại – Trade balance - CPI: Chỉ số giá tiêu dùng - Consumer Price Index - ECM: Mô hình hiệu chỉnh sai số - Error correction model - GSO: tổng cục thống kê Việt Nam - General Statistics Office - GDP: thu nhập quốc dân – Gross Domestic Product - IFS: thống kê tài chính - International Financial statistics - IMF: quỹ tiền tệ quốc tế - International Monetary Fund - NHNN: Ngân hàng nhà nước – The state Bank of Việt Nam - USD: Đô la Mỹ - United State Dollars - VAR : Mô hình tự hồi quy vecto – Vecto Autoregresstion Model - VECM: Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số - Vector Error Correction Model - VND: Việt Nam đồng
6
TÓM LƯỢC
Nghiên cứu này thực hiện nhằm kiểm tra sự tác động của những thay đổi của tỷ
giá hối đoái lên cán cân thương mại của Việt Nam trong ngắn và dài hạn giai đoạn
2000 – 2011. Trong bài nghiên cứu này các yếu tố sau được coi là yếu tố chính tác
động lên cán cân thương mại: tỷ giá hối đoái thực, thu nhập trong nước và thu nhập từ
các đối tác thương mại chính. Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiên cứu thực
nghiệm bằng cách sử dụng lý thuyết đồng liên kết và mô hình hiệu chỉnh sai số-ECM
để ước lượng các biến trong mô hình. Kết quả nghiên cứu cho thấy các biến nghiên cứu
đều có mối tương quan đồng liên kết. Trong ngắn hạn, ngay sau khi có cú sốc tỷ giá
làm cho cán cân thương mại xấu đi, thu nhập trong nước và nước ngoài không có tác
động rõ rệt lên cán cân thương mại. Tuy nhiên trong dài hạn thì cả tỷ giá hối đoái và
thu nhập quốc dân đều có ảnh hưởng lên cán cân thương mại, điều này phù hợp với
điều kiện Marshall-Lerner.
Từ khóa: Tỷ giá hối đoái, Cán cân thương mại, mô hình hồi quy hiệu chỉnh sai số
(ECM), mô hình ARDL
7
MỞ ĐẦU
Việt Nam là nền kinh tế mới nổi rất được chú ý đang trong quá trình công
nghiệp hóa, trong đó xuất khẩu được coi là động lực cho sự phát triển. Mặc dù sự
nghiệp công nghiệp hóa định hướng xuất khẩu của Việt Nam đã thành công với sự tăng
trưởng ấn tượng của xuất khẩu ở mức 20% trung bình hàng năm trong mười năm qua,
tuy nhiên tốc độ tăng trưởng trung bình hàng năm của nhập khẩu lại cao hơn 22%, dẫn
đến thâm hụt cán cân thương mại lâu dài. Trước năm 2005, thâm hụt thương mại là khá
nhỏ, khoảng 5.000 triệu USD. Thâm hụt thương mại trở nên nghiêm trọng từ năm 2007
đạt 9,5 triệu USD và đạt đỉnh cao năm 2008 là 18,020 triệu USD. Các chuyên gia kinh
tế lo ngại rằng đã đến lúc phải có cơ chế kiểm soát nhập siêu hiệu quả.
Có nhiều ý kiến cho rằng khi tỷ giá USD/VND tăng, tức VND giảm giá, có thể
cải thiện cán cân thương mại vì khi VND giảm giá thì giá cả hàng hoá xuất khẩu của
Việt Nam sẽ rẻ hơn tương đối so với các quốc gia bên ngoài nên hoạt động xuất khẩu
sẽ gia tăng. Tuy nhiên, theo nhiều quan điểm khác thì VND giảm chưa hẳn đã giải
quyết được vấn đề thâm hụt thương mại. Mặc dù có rất nhiều nghiên cứu lý thuyết và
thực nghiệm, câu hỏi đặt ra là liệu thay đổi của tỷ giá ngoại tệ có phải là một chính
sách tốt để cải thiện cán cân thương mại và khả năng cạnh tranh quốc tế của một quốc
gia trong giai đoạn mở cửa này? Vẫn còn nhiều bất đồng ý kiến liên quan tới hiệu quả
của việc giảm giá tiền tệ. Do đó, việc đánh giá mối quan hệ và tác động của tỷ giá hối
đoái và cán cân thương mại bằng các phương pháp kinh tế sử dụng chuỗi thời gian có
thể cung cấp cái nhìn mới về vấn đề này. Theo nghiên cứu của Phạm Thị Tuyết Trinh
(2012) Đại học Ngân hàng thì sau sự mất giá của tỷ giá thực, cán cân thương mại ban
đầu sẽ đi vào suy thoái, được cải thiện sau 4 quý và cân bằng mới sẽ được thiết lập sau
12 quý. Trong đề tài nghiên cứu khoa học của Dương Văn Kháng (2009) cũng đưa ra
bằng chứng cho thấy: khi tỷ giá thực tăng lên (đồng nội tệ mất giá), hàng hoá xuất khẩu
trở nên rẻ hơn so với người tiêu dùng nước ngoài. Tuy nhiên, xuất khẩu không tăng lên
ngay được vì hoạt động xuất khẩu thường được thực hiện theo hợp đồng kỳ hạn. Còn
kim ngạch nhập khẩu thì tăng lên do giá cả hàng hoá và dịch vụ tăng. Do vậy cán cân
8
thương mại Việt Nam có xu hướng giảm xuống cho đến khi tỷ giá thực sự tác động đến
xuất khẩu làm cải thiện cán cân thương mại. Điều này phù hợp với “đường cong tuyến
J”. Irina Tochitskaya cũng đưa ra được kết luận rằng sự mất giá của đồng nội tệ có tác
động tích cực trong ngắn hạn và dài hạn lên cán cân thương mại (CCTM) của Belarus;
ngay khi có sự thay đổi của tỷ giá làm cho CCTM xấu đi do sự bất cân xứng giữa
những thay đổi trong xuất khẩu và nhập khẩu; tuy nhiên trong dài hạn thì lại có tác
động tích cực lên CCTM của Belarus. Vì vậy, có thể xem xét chính sách dựa trên sự
giảm giá của đồng nội tệ là giải pháp hợp lý để cân bằng CCTM của Belarus.
Bài viết này kế thừa các phương pháp nghiên cứu trên để tiếp tục nghiên cứu
“Tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại của Việt Nam trong ngắn hạn
và dài hạn giai đoạn 2000 – 2011”, đánh giá những tác động của tỷ giá thực lên hoạt
động xuất nhập khẩu của Việt Nam, liệu sự tăng giảm giá đồng nội tệ có giúp cải thiện
được cán cân thương mại hay không? có giải quyết được vấn đề thâm hụt thương mại
hay không? Giả thiết được kiểm tra ở đây là việc giảm giá đồng tiền giúp cải thiện cán
cân thương mại của Việt Nam trong ngắn hạn và dài hạn. Bài viết sử dụng mô hình của
Bahmani-Oskooee (2001), mô hình này đã được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu
trước đó (Irina Tochitskaya, 2007; Drama, Bedi Guy herve, 2010; Onafowora, 2003).
Cấu trúc bài nghiên cứu gồm các phần sau: phần 1 tác giả tóm lược những lý thuyết
liên quan và các nghiên cứu trước đây; phần 2 thiết lập mô hình nghiên cứu và mô tả
dữ liệu nghiên cứu; phần 3 tác giả sử dụng các mô hình kinh tế để ước lượng tác động
của những biến động tỷ giá hối đoái (TGHĐ) lên CCTM và đưa ra kết quả nghiên cứu;
phần 4 kết luận chung về xu hướng tác động của 2 biến GDP và TGHĐ lên cán cân
thương mại của Việt nam trong ngắn hạn và dài hạn.
9
CHƯƠNG I
TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
1.1. Mối quan hệ của tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại
1.1.1.Tỷ giá hối đoái
Khái niệm về tỷ giá hối đoái (TGHĐ) rất phức tạp, có thể tiếp cận nó từ những
góc độ khác nhau. Cho đến nay, tỷ giá luôn là vấn đề gây nhiều tranh luận trên cả
phương diện lý thuyết lẫn thực tế. Tỷ giá hối đoái giữa hai nước là mức giá tại đó đồng
tiền của một nước có thể biểu hiện qua đồng tiền của nước khác. Có nhiều loại TGHĐ
khác nhau.
Tỷ giá hối đoái doanh nghĩa là tỷ giá được sử dụng hàng ngày trong giao dịch
trên thị trường ngoại hối, nó chính là giá của một đồng tiền được biểu thị thông qua
đồng tiền khác mà chưa đề cập tới tương quan sức mua hàng hóa và dịch vụ giữa
chúng.
Tỷ giá hối đoái thực là tỷ giá danh nghĩa được điều chỉnh bởi tương quan giá cả
trong nước và nước ngoài. Khi tỷ giá danh nghĩa tăng hay giảm không nhất thiết phải
đồng nghĩa với sự gia tăng hay giảm sức cạnh tranh thương mại quốc tế.
Tỷ giá thực song phương (RER) là tỷ giá doanh nghĩa đã được điều chỉnh theo
mức chênh lệch lạm phát giữa hai nước, nó là chỉ số thể hiện sức mua của đồng nội tệ
so với đồng ngoại tệ. Vì thế có thể xem, tỷ giá thực song phương là thước đo sức cạnh
tranh trong mậu dịch quốc tế của một quốc gia so với quốc gia khác.
Tỷ giá thực song phương chỉ cho chúng ta biết sự lên xuống giá của đồng nội tệ
so với một đồng ngoại tệ. Còn tỷ giá thực đa phương hay tỷ giá thực hiệu lực (REER)
được tính toán nhằm định giá trị thực của đồng nội tệ so với một loại ngoại tệ khác, tuy
nhiên nó lại liên quan tới tỷ trọng thương mại và chỉ số lạm phát của Việt Nam so với
nhiều quốc gia khác. Tỷ giá thực hiệu lực cung cấp những thông tin quan trọng về sức
cạnh tranh hàng hóa của một nền kinh tế.
10
1.1.2. Cán cân thương mại
Cán cân thương mại là một mục trong tài khoản vãng lai của cán cân thanh
toán quốc tế. Cán cân thương mại ghi lại những thay đổi trong xuất khẩu và nhập khẩu
của một quốc gia trong một khoảng thời gian nhất định (quý hoặc năm) cũng như mức
chênh lệch (xuất khẩu trừ đi nhập khẩu) giữa chúng. Khi mức chênh lệch là lớn hơn 0,
thì cán cân thương mại có thặng dư. Ngược lại, khi mức chênh lệch nhỏ hơn 0, thì cán
cân thương mại có thâm hụt. Khi mức chênh lệch đúng bằng 0, cán cân thương mại ở
trạng thái cân bằng.
* Những nhân tố tác động đến cán cân thương mại
- Ảnh hưởng của thu nhập quốc dân (GDP): Thu nhập thực tế (đã điều chỉnh theo
lạm phát) tăng làm gia tăng mức tiêu thụ hàng hóa. Một sự gia tăng trong chi tiêu hầu
như phản ánh một mức cầu gia tăng đối với hàng hóa nước ngoài. Vì vậy, GDP tăng đã
làm nhập khẩu có xu hướng tăng.
- Nhập khẩu: có xu hướng tăng khi GDP tăng và thậm chí nó còn tăng nhanh hơn. Sự
gia tăng của nhập khẩu khi GDP tăng phụ thuộc xu hướng nhập khẩu biên (MPZ).
MPZ là phần của GDP có thêm mà người dân muốn chi cho nhập khẩu. Ngoài ra, nhập
khẩu phụ thuộc giá cả tương đối giữa hàng hóa sản xuất trong nước và hàng hóa sản
xuất tại nước ngoài. Nếu giá cả trong nước tăng tương đối so với giá thị trường quốc tế
thì nhập khẩu sẽ tăng lên và ngược lại.
- Xuất khẩu: chủ yếu phụ thuộc vào những gì đang diễn biến tại các quốc gia khác vì
xuất khẩu của nước này chính là nhập khẩu của nước khác. Do vậy nó chủ yếu phụ
thuộc vào sản lượng và thu nhập của các quốc gia bạn hàng. Chính vì thế trong các mô
hình kinh tế người ta thường coi xuất khẩu là yếu tố tự định.
- Tỷ giá hối đoái: là nhân tố rất quan trọng đối với các quốc gia vì nó ảnh hưởng đến
giá tương đối giữa hàng hóa sản xuất trong nước với hàng hóa trên thị trường quốc tế.
Đồng nội tệ tăng giá làm cho giá cả hàng hóa trong nước trở nên tương đối đắt so với
hàng hóa nước ngoài, điều này gây bất lợi cho hoạt động xuất khẩu và thuận lợi cho
nhập khẩu, dẫn tới là xuất khẩu ròng giảm. Đồng nội tệ mất giá (tỷ giá tăng cao) có thể
giúp cải thiện cán cân thương mại. Đứng trên góc độ của nhà xuất khẩu, đồng nội tệ
11
mất giá làm hàng hóa nội tệ rẻ tương đối so với hàng ngoại. Ngược lại với nhà nhập
khẩu, nội tệ giảm giá làm giá cả hàng hóa nhập khẩu đắt tương đối so với hàng nội.
Điều này gây khó khăn cho hàng hóa nước ngoài trên thị trường nội địa và lợi thế cho
hàng xuất khẩu trên thị trường thế giới, dẫn tới xuất khẩu ròng tăng. Như vậy, về mặt
lý thuyết, khi tỷ giá thực tăng, VND giảm giá thực và sức cạnh tranh thương mại quốc
tế được cải thiện. Ngược lại, khi tỷ giá thực giảm, VND tăng giá và sức cạnh tranh
thương mại quốc tế bị xói mòn.
1.1.3. Mối quan hệ của tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại
Quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại là mối quan tâm nghiên cứu
của nhiều nhà kinh tế học từ trước đến nay. Nhiều nghiên cứu về vấn đề này đã chỉ ra
rằng: Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại thay đổi qua thời gian,
và có thể chia thành hai loại đó là quan hệ trong ngắn hạn và quan hệ trong dài hạn.
Trước tiên, một sự giảm giá của nội tệ so với ngoại tệ, tức tỷ giá tăng, sẽ có ảnh hưởng
trực tiếp ngay lên giá cả nhập khẩu. Trong khi đó, giá cả xuất khẩu chưa chịu sự tác
động này. Kết quả là cán cân thương mại, được đo bằng hiệu số giữa kim ngạch xuất
khẩu và nhập khẩu sẽ suy giảm. Tuy nhiên, qua thời gian, lượng nhập khẩu sẽ giảm do
giá cả nhập khẩu tăng. Đồng thời, giá cả hàng hoá xuất khẩu tính bằng ngoại tệ sẽ
giảm, làm tăng tính cạnh tranh trên thị trường quốc tế, dẫn đến lượng xuất khẩu tăng.
Như vậy, theo thời gian (trong dài hạn), cán cân thương mại sẽ chuyển biến theo chiều
hướng tích cực (thặng dư). Biểu diễn hiện tượng này trên đồ thị có thể thấy giống hình
chữ J.
* Lý thuyết đường cong J
Đường cong J là một đường mô tả hiện tượng tài khoản vãng lai của một quốc
gia sụt giảm ngay sau khi quốc gia này phá giá tiền tệ của mình và phải một thời gian
sau tài khoản vãng lai mới bắt đầu được cải thiện. Quá trình này nếu biểu diễn bằng đồ
thị sẽ cho một hình giống chữ cái J.
Theo kết quả nghiên cứu của Krugman (1991), người đã tìm ra hiệu ứng đường
cong J khi phân tích cuộc phá giá đô la Mỹ trong thời gian 1985 –1987, ban đầu thì cán
cân vãng lai xấu đi, sau đó khoảng hai năm cán cân vãng lai đã được cải thiện.
12
Thặng dư (+)
0
Thời gian
Thâm hụt (-)
Hình 1.1: Hiệu ứng đường cong J
Nguyên nhân xuất hiện đường cong J là do trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả có
tính trội hơn hiệu ứng số lượng nên làm xấu đi cán cân thương mại, ngược lại trong dài
hạn, hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân thương mại được
cải thiện.
Có nhiều nghiên cứu thực tiễn đã chứng minh được sự tồn tại của đường cong
J khi tiến hành phá giá tiền tệ như Anju Gupta-Kapoor and Uma Ramakrishnan (1999)
và Marcus Noland (1989), Bên cạnh đó cũng có một số nghiên cứu cho thấy không có
sự hiện diện của hiệu ứng đường cong J như: Andrew K. Rose and Janet L. Yellen
(1989) nghiên cứu mức độ tác động tới CCTM của Mỹ, họ cũng sử dụng dữ liệu theo
quý trong giai đoạn 1960 – 1985 và dữ liệu thương mại giữa Mỹ và 6 nước đối tác
khác, kết quả là họ không tìm thấy đường cong J trong mối quan hệ giữa TGHĐ và
CCTM. Một số nhân tố ảnh hưởng đến thời gian tác động lên cán cân thương mại trong
lý thuyết hiệu ứng đường cong J:
+ Năng lực sản xuất hàng hóa thay thế nhập khẩu (cung không co giãn)
+ Tỷ trọng hàng hóa đủ tiêu chuẩn xuất khẩu
13
+ Tỷ trọng hàng nhập khẩu trong giá thành hàng sản xuất trong nước.
+ Mức độ linh hoạt của tiền lương.
+ Tâm lý người tiêu dùng và thương hiệu quốc gia của hàng hóa trong nước (cầu hàng
hóa trong ngắn hạn có độ co giãn thấp hơn dài hạn).
* Điều kiện Marshall – Lerner
Điều kiện Marshall-Lerner phát biểu rằng, để cho việc phá giá tiền tệ có tác động tích
cực tới cán cân thanh toán, thì giá trị tuyệt đối của tổng hai độ co giãn theo giá cả của
xuất khẩu và độ co giãn theo giá cả của nhập khẩu phải lớn hơn 1. Điều kiện này đặt
theo tên của hai nhà học giả kinh tế đã phát hiện ra nó, đó là Alfred Marshall và Abba
Lerner.
Phá giá dẫn tới giảm giá hàng xuất khẩu định danh bằng ngoại tệ, do đó nhu cầu
đối với hàng xuất nhẩu tăng lên. Đồng thời giá hàng nhập khẩu định danh bằng nội tệ
trở nên cao hơn, làm giảm nhu cầu đối với hàng nhập khẩu.
Hiệu quả ròng của phá giá đối với cán cân thanh toán tùy thuộc vào các độ co
giãn theo giá. Nếu hàng xuất khẩu co giãn theo giá, thì tỷ lệ tăng lượng cầu về hàng
hóa sẽ lớn hơn tỷ lệ giảm giá; do đó, kim ngạch xuất khẩu sẽ tăng. Tương tự, nếu hàng
nhập khẩu co giãn theo giá, thì chi cho nhập khẩu hàng hóa sẽ giảm. Cả hai điều này
đều góp phần cải thiện cán cân thanh toán.
Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, hàng hóa thường không co dãn theo giá cả
trong ngắn hạn, bởi vì thói quen tiêu dùng của người ta không thể thay đổi dễ dàng. Do
đó, điều kiện Marshall-Lerner không được đáp ứng, dẫn tới việc phá giá tiền tệ chỉ làm
cho cán cân thanh toán trong ngắn hạn xấu đi. Trong dài hạn, khi người tiêu dùng đã
điều chỉnh thói quen tiêu dùng của mình theo giá mới, cán cân thanh toán mới được cải
thiện.
Có quan điểm cho rằng các nước đang phát triển thường phụ thuộc nhiều vào
hàng nhập khẩu nên độ co giãn giá của cầu hàng nhập khẩu là nhỏ (tức là trị giá nhập
khẩu sẽ không giảm bao nhiêu khi phá giá nội tệ). Các nước phát triển có thị trường
xuất khẩu tương đối có tính cạnh tranh nên độ co giãn cầu hàng xuất khẩu có thể lớn
hơn (tức là trị giá xuất khẩu tăng mạnh khi phá giá nội tệ). Điều này hàm ý rằng phá
14
giá ở các nước phát triển sẽ có tác động cải thiện cán cân thương mại mạnh hơn so với
các nước đang phát triển hay nói cách khác, việc phá giá là một giải pháp có thể cải
thiện thâm hụt thương mại ở các quốc gia này nhưng cũng có thể không có tác động ở
quốc gia khác. Nó cũng khuyến cáo các quốc gia đang phát triển nên thận trọng khi sử
dụng biện pháp phá giá mạnh đồng nội tệ của mình nhằm kích thích xuất khẩu.
1.2. Tổng quan nghiên cứu trước đây
Đã có nhiều tranh luận về mối quan hệ của TGHĐ và CCTM trên thế giới, từ
việc nghiên cứu độc lập tác động của TGHĐ lên CCTM cho tới việc tổng hợp thêm các
yếu tố tác động khác lên CCTM. Kết quả chứng minh thực tiễn trên từng quốc gia,
từng giai đoạn khác nhau lại đưa ra rất nhiều kết quả khác nhau. Phương pháp tiếp cận
đa dạng của các nhà kinh tế đã cho chúng ta cái nhìn đa chiều về mối quan hệ này. Các
nhà kinh tế học đã sử dụng các mô hình kinh tế để chứng minh trong thực tiễn, tìm
nguyên nhân và giải pháp nhằm cải thiện CCTM phù hợp với điều kiện của từng quốc
gia. Hầu hết các nghiên cứu liên quan tới TGHĐ và CCTM đều tập trung trả lời câu hỏi
rằng: sự biến động của TGHĐ có tác động tới CCTM hay không? tác động đó theo
chiều hướng nào?
1.2.1. Các nghiên cứu thực nghiệm nước ngoài
Bahmani Oskooee và Ratha (2004) cung cấp tổng quan lý thuyết về hiện tượng
đường cong J. Họ phân loại các nghiên cứu theo cách sử dụng dữ liệu tổng hợp và
những nghiên cứu sử dụng dữ liệu song phương. Mỗi nhóm lại sử dụng các mô hình
khác nhau và các định nghĩa khác nhau. Về mặt lý thuyết, họ lập luận rằng dù cho sự
giảm giá tiền tệ cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn, thì các phản ứng trong
ngắn hạn có thể là khác nhau. Hơn nữa, trong ngắn hạn sự giảm giá làm cho CCTM
xấu đi và chỉ cải thiện sau khi qua một vài giai đoạn. Nói chung, phản ứng trong ngắn
hạn của CCTM với việc giảm giá tiền tệ không theo bất kỳ mô hình cụ thể nào. Kết quả
là tùy thuộc từng quốc gia khác nhau.
Irina Tochitskaya (2007) đưa ra một nghiên cứu thực nghiệm tại Belarus bằng
cách sử dụng mô hình của Rose and Yellen (1989), Bahmani-Oskooee (2001) nghiên
cứu ảnh hưởng của sự thay đổi của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại Belarus
15
trong ngắn hạn và dài hạn. Tác giả sử dụng dữ liệu theo quý từ năm 1995 tới 2004 và
dữ liệu thương mại của Belarus với 10 nước là đối tác thương mại chính. Nghiên cứu
bắt đầu bằng cách kiểm định tính dừng của các biến, sau đó sử dụng phương pháp đồng
liên kết Johansen. Tác giả mô hình hóa các tác động ngắn hạn sử dụng phương trình
hồi quy OLS và sử dụng kỹ thuật đồng liên kết để ước lượng theo điều kiện Marshall-
Lerner để xác định sự giảm giá ảnh hưởng lên cán cân thương mại trong dài hạn như
thế nào. Nghiên cứu đưa ra kết luận rằng sự mất giá đã ảnh hưởng lên CCTM trong
ngắn hạn. Ảnh hưởng ngay của sự giảm giá có thể được giải thích bởi sự tồn tại của độ
trễ. Đầu tiên, đó là độ trễ của các nhà nhập khẩu để nhận ra rằng giá cả tương đối đã
thay đổi do thông tin không hoàn hảo. Thứ hai, có độ trễ đối với các doanh nghiệp và
người tiêu dùng để đặt hàng nhập khẩu mới. Thứ ba, có độ trễ trong sản xuất và giao
dịch. Đồng thời cũng do sự bất cân xứng giữa những thay đổi trong xuất khẩu và nhập
khẩu. Tác giả cũng phân tích ảnh hưởng của sự thay đổi của REER lên cán cân thương
mại theo phương pháp tiếp cận VAR cho thấy kết quả là cú sốc tỷ giá làm cho cán cân
thương mại cải thiện sau 2 quý, ngay sau đó sự ảnh hưởng tiêu cực kéo dài trong quý
3,4, phù hợp với kết quả thu được từ mô hình ARDL. Tuy nhiên, tác động tiêu cực lên
CCTM là rất nhỏ. Trong dài hạn tác giả ước lượng điều kiện Marshall- Lerner và thu
được kết quả khá tích cực và cho thấy sự giảm giá đồng tiền có thể cải thiện CCTM
trong dài hạn và có ảnh hưởng đáng kể lên xuất khẩu của Belarus. Cụ thể đó là khi phá
giá đồng nội tệ 1% thì sẽ cải thiện mức cân bằng của CCTM khoảng 0.94% - 1.3% và
cần khoảng 2,5 năm để thiết lập lại trạng thái cân bằng .
Onafowora (2003) xem xét tác động ngắn hạn và dài hạn của tỷ giá thực tế về
cán cân thương mại của 3 nước ASEAN, cụ thể là Thái Lan, Malaysia và Indonexia
trong thương mại song phương với cả Mỹ và Nhật Bản. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu
hàng quý trong giai đoạn 1980-2001. Phương pháp đồng liên kết Johansen (1988) đã
được sử dụng để kiểm tra các mối quan hệ lâu dài của các biến trong mô hình. Kết quả
cho thấy rằng có một mối quan hệ dài hạn giữa CCTM, tỷ giá thực, thu nhập quốc dân
và thu nhập nước ngoài. Hơn nữa, nghiên cứu cũng ước lượng mô hình hàm số đẩy
(IRFs) để điều tra tác động của tỷ giá hối đoái thực trên cán cân thương mại theo thời
16
gian. Đối với Indonexia và Malaysia có thương mại song phương với cả Mỹ và Nhật
Bản, và Thái Lan có thương mại song phương Mỹ, kết quả cho thấy có hiện tượng
đường cong J. Sự giảm giá tiền tệ ban đầu sẽ dẫn đến CCTM xấu đi trong 4 quý trong
ngắn hạn và sau đó được cải thiện trong dài hạn. Tuy nhiên, Thái Lan lại đối diện với
chuyển dịch trong thương mại song phương với Nhật Bản, tức là sự phá giá của TGHĐ
thực được cải thiện một bước sau đó trở nên tồi tệ và sau đó cải thiện cán cân thương
mại. Mô hình này là phù hợp với hiện tượng đường cong S (Backus, Kehoe và
Kydland, 1994). Nhìn chung, kết quả ước lượng mô hình hàm số đẩy tổng quát cho
thấy rằng các điều kiện Marshall-Lerner nắm giữ trong thời gian dài với độ biến động
của hiện tượng đường cong J trong ngắn hạn. Tóm lại, theo kết quả nghiên cứu là neo
giữ đồng nội tệ trong dài hạn với mức độ biến đổi của hiệu ứng đường cong J trong
ngắn hạn. Những tìm kiếm này có nhiều ứng dụng cho cán cân của những quốc gia khu
vực Đông Á với Nhật và Mỹ. Điều căn bản đó là tiếp tục giảm giá tiền tệ của các quốc
gia Đông Á so với đồng USD và Yên Nhật để có thể dẫn đến một sự cải thiện trong cán
cân thương mại của họ với Nhật và Mỹ. Dù thế nào đi nữa thì sự cải thiện này cũng sẽ
xảy ra chỉ trong 3 hoặc 4 thời kỳ sau khi có sự giảm giá thực sự.
Hock-Tsen Wong và Hui-Ing Chong (2006) cũng xem xét các tác động dài hạn
và ngắn hạn của tỷ giá hối đoái thực lên cán cân thương mại song phương của
Malaysia với Mỹ, Nhật Bản và Singapore bằng cách sử dụng các dữ liệu hàng tháng
trong thời gian 1976-2004. Hơn nữa, nghiên cứu này xem xét các tác động của việc
thực hiện chế độ tỷ giá hối đoái cố định tại Malaysia vào năm 1994 và cuộc khủng
hoảng tài chính châu Á (1997-1998) cũng như thực hiện các tỷ giá hối đoái cố định ở
Malaysia sau cuộc khủng hoảng trong cán cân thương mại song phương. Mô hình hàm
số đẩy được ước tính để điều tra sự linh hoạt của cán cân thương mại song phương
trước cú sốc về tỷ giá thực. Nghiên cứu này cho thấy rằng có một mối quan hệ dài hạn
giữa các cán cân thương mại song phương, tỷ giá thực tế, thu nhập trong nước và thu
nhập của nước ngoài. Mô hình hàm số đẩy tổng quát cho thấy rằng hiện tượng đường
cong J được tìm thấy trong ngắn hạn, đặc biệt cho toàn bộ chu kỳ lấy mẫu. Trong dài
17
hạn, sự giảm giá hay mất giá của tỷ giá hối đoái sẽ cải thiện cán cân thương mại song
phương. Vì vậy, điều kiện Marshall-Lerner nắm giữ trong trường hợp này.
Wilson (1999: 14) kiểm tra cán cân thương mại song phương của Malaysia với
Mỹ và Nhật Bản và công bố rằng tỷ giá hối đoái thực không có tác động đáng kể cán
cân thương mại thực và không tìm thấy bằng chứng của hiện tượng đường cong J. Hơn
nữa, nghiên cứu cũng cho thấy không có bằng chứng rằng giá sản xuất của hàng xuất
khẩu của Malaysia ra nước ngoài chứ không phải là đồng tiền trong nước. Điều này sẽ
tạo ra một sự gia tăng trong giá trị đồng tiền trong nước của xuất khẩu giống như là
mất giá tiền tệ. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng quý trong giai đoạn 1970-1996.
Nghiên cứu sử dụng mô hình thực nghiệm của Rose và Yellen (1989) có nguồn gốc từ
mô hình hai quốc gia thay thế không hoàn hảo. Trong một bài nghiên cứu khác, Wilson
(2001: 408-409) đã kiểm tra mối quan hệ giữa cán cân thương mại song phương thực
đối với hàng hóa trao đổi và tỷ giá hối đoái thực của Singapore, Hàn Quốc và
Malaysia, tương ứng với Mỹ và Nhật Bản. Nghiên cứu sử dụng cùng một mô hình thực
nghiệm và mẫu cùng kỳ như trước. Tuy nhiên, nghiên cứu này sử dụng phương pháp
ước lượng khác. Kết quả cho thấy rằng tỷ giá hối đoái thực không có tác động đáng kể
lên cân bằng thương mại song phương thực, ngoại trừ cán cân thương mại song
phương của Hàn Quốc với Mỹ. Hơn nữa, không có bằng chứng của hiện tượng đường
cong J.
1.2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm tại thị trường Việt Nam
Ở Việt Nam cũng đã có một số nghiên cứu thực nghiệm về tỷ giá hối đoái và
CCTM. Tác giả xin tóm tắt một số nghiên cứu điển hình như sau:
Nghiên cứu về tác động của tỷ giá thực lên xuất khẩu của Việt Nam, Lord
(2002) đã sử dụng mô hình ECM để tính hệ số co giãn xuất khẩu mặt hàng giày dép
của tỷ giá thực trong ngắn hạn và dài hạn. Kết quả hồi quy của nghiên cứu này cho
thấy tác động của tỷ giá thực lên xuất khẩu giày dép có ý nghĩa về mặt thống kê trên thị
trường toàn cầu và trên một số thị trường khu vực. Hệ số co giãn xuất khẩu giày dép
của tỷ giá thực trên thị trường toàn cầu là 1,8 trong ngắn hạn và 2,0 trong dài hạn.
Trong ngắn hạn hệ số này là 0,1 đối với thị trường ASEAN-5 và 0,3 đối với thị trường
18
Mỹ. Trong dài hạn hệ số này là 0,4 đối với thị trường Mỹ và 1,9 đối với thị trường
EU3. Lord còn cho rằng chỉ số đo lường mức cạnh tranh thích hợp hơn cho từng thị
trường là tỷ giá thực so sánh (cross-rates) giữa Việt Nam và các đối tác thương mại
quan trọng. Sử dụng chỉ số tỷ giá thực so sánh tác giả chỉ ra rằng tính cạnh tranh của
Việt Nam trong những năm gần đây tăng lên trên thị trường Trung Quốc, Mỹ, trong khi
lại giảm xuống trên những thị trường khác như ASEAN, Nhật Bản và EU. Việc giảm
tính cạnh tranh trên thị trường EU được giải thích là do đồng đô la lên giá so với đồng
euro và mối liên quan chặt chẽ giữa đồng Việt Nam và đô la.
Phan Thanh Hoàn, Nguyễn Đăng Hào,Trường Đại học Kinh tế,Đại học Huế đã
có bài viết về mối quan hệ giữa TGHĐ và CCTM Việt nam thời kỳ 1995 – 2004.
Trong bài viết này, tác giả sử dụng lý thuyết Đồng liên kết (Cointegration theory) và
Cơ chế hiệu chỉnh sai số (ECM – Error Correction Model) nhằm kiểm định các hiệu
ứng ngắn hạn và dài hạn của tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại nhằm xác
định mô hình của mối quan hệ giữa hai nhân tố này. Kết quả nghiên cứu này cho thấy,
trong thời kỳ 1995 – 2004, tỷ giá hối đoái danh nghĩa giữa đồng Việt Nam với các
đồng tiền của các bạn hàng chủ yếu thể hiện xu hướng tăng, đồng nghĩa với việc đồng
Việt Nam mất giá. Tuy nhiên, dựa trên kết quả tính toán được, tỷ giá hối đoái thực tế
đã bị giảm tới hơn 20%. Trong giai đoạn 1992-1997, việc duy trì tỷ giá hối đoái danh
nghĩa gần như cố định trong điều kiện lạm phát đã được kiềm chế song vẫn cao hơn
lạm phát của Mỹ (nước có đồng tiền chiếm tỷ trọng chủ yếu trong rổ tiền tệ để xác định
tỷ giá của Việt Nam) và các nước có quan hệ thương mại chủ yếu của Việt Nam, đồng
thời đồng USD có xu hướng tăng giá từ năm 1995 đã làm cho VNĐ có xu hướng ngày
càng bị đánh giá cao hơn thực tế. Điều này đã tạo ra và tích lũy những nhân tố gây mất
ổn định và kìm hãm sự phát triển kinh tế. Kết quả nghiên cứu cũng đã khẳng định được
sự tồn tại của quan hệ giữa hai biến số vĩ mô này trong ngắn hạn và dài hạn. Trong
ngắn hạn, sự tác động của tỷ giá có tính chất trễ, và trong dài hạn hai biến số này tiến
tới một quan hệ cân bằng (đồng liên kết), nghĩa là có tác động tích cực tới CCTM và cứ
1% mất giá TGHĐ thực làm cho CCTM cải thiện 0.7%
19
Như vậy, mỗi điều kiện kinh tế khác nhau sẽ cho ra kết quả nghiên cứu thực
nghiệm khác nhau. Nhưng có một điểm chung nhất là việc tăng tỷ giá HĐ hay là làm
giảm giá đồng nội tệ phần nào cải thiện CCTM trong dài hạn, còn trong ngắn hạn thì
tác động tiêu cực lên CCTM. Tuy nhiên vẫn còn nhiều yếu tố khác tác động lên CCTM
nên việc CCTM có thực sự được cải thiện hay không còn phụ thuộc vào các yếu tố đó.
20
CHƯƠNG II
MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU
2.1. Mô hình nghiên cứu
Nhiều nghiên cứu về quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại đã chỉ
ra rằng: mối quan hệ giữa TGHĐ và cán cân thương mại thay đổi qua thời gian. Trước
tiên, một sự giảm giá của nội tệ so với ngoại tệ, tức là tỷ giá tăng, sẽ ảnh hưởng trực
tiếp lên giá cả nhập khẩu. Trong khi đó, giá cả xuất khẩu chưa chịu sự tác động này.
Kết quả là cán cân thương mại, được đo bằng hiệu số giữa kim ngạch xuất khẩu và
nhập khẩu sẽ suy giảm. Tuy nhiên, qua thời gian, lượng nhập khẩu sẽ giảm do giá cả
nhập khẩu tăng. Đồng thời giá cả hàng hóa xuất khẩu tính bằng ngoại tệ sẽ giảm, làm
tăng tính cạnh tranh trên thị trường quốc tế, dẫn tới lượng xuất khẩu tăng. Như vậy,
theo thời gian, cán cân thương mại sẽ chuyển biến theo nhiều hướng tích cực (thặng
dư).
Trong thương mại quốc tế thì tỷ giá thực đa phương (REER) thường được xem
như một thước đo hữu hiệu cho khả năng cạnh tranh của một quốc gia đối với thế giới
chứ ko phải đối với một quốc gia riêng lẻ. Nghiên cứu đã sử dụng mô hình hồi quy của
Mohsen Bahmani – Oskooee và Tatchawan Kantipong (2001) để đánh giá tác động của
tỷ giá thực đa phương lên cán cân thương mại như sau:
Ln(EXM)t = α0 + αααα1 Ln(GDPvn)t + αααα2 Ln(GDPw)t + αααα3 Ln(REER) +εt (1)
Trong đó:
EXM là tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu theo quý từ quý 1 năm 2000 cho tới quý
4 năm 2011. Cán cân thương mại được định nghĩa như một chỉ số xuất khẩu trên nhập
khẩu để thể hiện sự ngang bằng giữa CCTM thực tế và CCTM danh nghĩa.
GDPvnt, GDPwt lần lượt là chỉ số GDP của Việt nam và chỉ số GDP trung bình
có trọng số là tỷ trọng thương mại của các đối tác với Việt Nam. GDPvn và GDPw
được chọn bởi vì chúng là sự lựa chọn tốt nhất trong đo lường thu nhập của một quốc
gia.
21
REER là chỉ số tỷ giá thực đa phương. Khi REER tăng lên nghĩa là đồng nội tệ
mất giá so với đồng tiền khác
α0 , α1, α2 , α3 là các hệ số hồi quy.
ε : sai số ngẫu nhiên
Tất cả các biến trong mô hình được lấy logarithm. Theo Khan and Hossain,
2010, tính hấp dẫn của mô hình log tuyến tính là hệ số độ dốc đo được độ co giãn của
các biến phụ thuộc lên các biến độc lập. Khái niệm lý thuyết cho thấy xuất khẩu và
nhập khẩu tăng là thu nhập thực tế của các đối tác thương mại và thu nhập trong nước
tăng lên tương ứng, và ngược lại. Trong trường hợp đó, chúng ta có thể mong đợi α1 <0
và α2> 0. Tuy nhiên, nhập khẩu có thể giảm do tăng thu nhập nếu thu nhập thực tế tăng
lên do sự gia tăng trong sản xuất hàng thay thế hàng nhập khẩu, và trong trường hợp
đó, chúng tôi mong chờ α1> 0 và α2 <0. Các tác động của GDP lên EXM là mơ hồ bởi
vì sự gia tăng sản lượng trong nước làm tăng nhập khẩu nhưng cũng có thể đẩy mạnh
xuất khẩu, và ảnh hưởng thực sự lên CCTM hoặc có thể là một sự cải tiến hoặc xấu đi.
Nói chung, nếu sự giảm giá hay phá giá tiền tệ thực diễn ra, điều này gây ra tỷ giá hối
đoái thực hiệu lực tăng, xuất khẩu tăng, nhập khẩu giảm như một hệ quả và cải thiện
cán cân thương mại.
Mô hình nghiên cứu trên sẽ được chạy trên phần mềm Eview để phân tích.
2.2. Dữ liệu nghiên cứu
Trong nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu hàng quý, từ quý 1 năm 2000 đến
quý 2 năm 2011. Nguồn dữ liệu và cách xử lý số liệu ban đầu như sau:
* Năm cơ sở: Việc lựa chọn năm cở sở rất quan trọng vì tương ứng với mỗi
mốc thời gian khác nhau sẽ cho ra kết quả tính tỷ giá thực khác nhau. Nghiên cứu sử
dụng năm cơ sở (năm gốc) là năm 2000 vì đây là năm có tỷ lệ thâm hụt cán cân mậu
dịch là rất thấp và ổn định chỉ số giá tiêu dùng của năm này cũng được đánh giá là ổn
định. Ngoài ra, gần đây các tổ chức tài chính quốc tế khi công bố số liệu thường chọn
năm cơ sở là năm 2000.
22
* Rổ tiền tệ sử dụng nghiên cứu: Căn cứ vào tỷ trọng thương mại của Việt
Nam với các đối tác thương mại, tác giả chọn ra các đồng tiền tham giá “rổ tiền tệ” để
tính tỷ giá thực đa phương theo nguyên tắc ưu tiên chọn đồng tiền của các đối tác có tỷ
trọng thương mại lớn, các đối tác có sự cạnh tranh trong xuất khẩu với Việt Nam, các
đồng tiền mạnh, các đối tác tiềm năng. Bao gồm các đồng tiền sau:
Đô la Mỹ (USD) là đồng tiền đầu tiên có mặt trong rổ tiền vì đây là đồng tiền
mạnh nhất và có ảnh hưởng lớn nhất hiện nay. Mức độ đô la hóa của Việt nam cũng
khá cao, rất nhiều mặt hàng được định giá bằng USD.
Đồng Euro (EUR) là đồng tiền đại diện cho khu vực châu Âu, đây là khu vực có
giao thương lớn với Việt Nam, chúng ta sẽ chọn Đức là quốc gia đại diện khu vực châu
Âu.
Đồng Đô la Úc (AUD) cũng được đưa vào rổ tiền tệ do AUD là đồng tiền có thể
chuyển đổi được và cũng thuộc nhóm các đồng tiền mạnh, kim ngạch xuất nhập khẩu
những năm gần đây giữa Úc và Việt Nam đang tăng cao.
Đồng nhân dân tệ của Trung Quốc (CNY) không thể thiếu trong rổ tiền tệ,
Trung Quốc là đối thủ cạnh tranh trực tiếp, trao đổi thương mại song phương của Việt
Nam và Trung Quốc có tỷ trọng lớn. Đây là nước đông dân nhất thế giới, đồng Nhân
dân tệ đang dần trở thành một trong các đồng tiền mạnh nhất.
Đồng Yên Nhật (JPY) cũng là một lựa chọn hợp lý, do đây là đồng tiền có nền
kinh tế đứng thứ 2 thế giới, đồng thời cũng là đối tác thương mại lớn của Việt Nam.
Đồng tiền các nước ASEAN như Thái Lan (THB), Singapore (SGD), Malaysia
(MYR) được chọn vì đây là những đối thủ cạnh tranh trực tiếp của Việt Nam trong
thương mại quốc tế.
Và đồng tiền của hai quốc gia Hongkong và Hàn Quốc là đại diện cho các quốc
giá phát triển châu Á do có kim ngạch xuất nhập khẩu tương đối lớn.
* GDPvn và GDPw : GDPvn là chỉ số GDP của Việt Nam ; GDPw là GDP
trung bình của các đối tác thương mại chính, được tính bằng cách dựa trên chỉ số GDP
của các nước này và tỷ trọng thương mại của nước đó với Việt Nam.
23
t.
t * wj
n GDPwt = Σ GDPj j=1
Chỉ số GDPw được tính bởi công thức sau :
* Giá trị kim ngạch xuất khẩu, nhập khẩu: Số liệu được lấy từ Tổng cục
thống kê, Quỹ tiền tệ thế giới (IMF) và ngân hàng phát triển Châu Á (ADB) từ quý 1
năm 2000 tới quý 4 năm 2011 của 10 nước, dữ liệu được thiết kế theo quý để phục vụ
công việc nghiên cứu và phân tích. Có tất cả 48 quý và giá trị kim ngạch xuất nhập
khẩu được tính bằng triệu USD (xem chi tiết phụ lục). Các đối tác thương mại chính sử
dụng trong nghiên cứu gồm Mỹ, Úc, Đức, Singapore, Thailand, Nhật bản, Hàn Quốc,
Honkong, Trung Quốc, Malaysia.
* Tỷ trọng thương mại (Wj): được tính bằng cách cộng tất cả các giá trị xuất
nhập khẩu của Việt Nam và các đối tác ở từng thời kỳ. Lấy giá trị xuất nhập khẩu của
từng đối tác chia cho tổng giá trị kim ngạch xuất nhập khẩu của tất cả các đối tác ta
được tỷ trọng thương mại của từng đối tác. Tổng các tỷ trọng thương mại này bằng 1.
j là kim ngạch nhập khẩu của nước có đồng tiền được tính tỷ giá thực đa
Gọi It
phương với đối tác thương mại thứ j.
j là kim ngạch xuất khẩu của nước có đồng tiền được tính tỷ giá thực đa
Et
phương với đối tác thương mại thứ j.
Tổng kim ngạch xuất nhập khẩu các nước trong rổ tiền tệ (Wt)
w1, w2 …wn là tỷ trọng thương mại của các đối tác.
Tỷ trọng thương mại của đối tác thứ n: t t + Ej Ij
j = --------------------- t)
t + Ej
(cid:3)(cid:4)(cid:5)
Wt (Ij ∑(cid:2)
* Chỉ số CPI: Số liệu CPI của các nước trong rổ tiền tệ được thu thập trên cơ sở
CPI của quý này so với cùng kỳ năm trước. Được quy về kỳ gốc là Quý I năm 2000.
24
Chỉ số CPI của từng quốc gia được điều chỉnh về năm gốc: chọn kỳ gốc là quý 1
năm 2000 thì chỉ số CPI kỳ gốc là 100. CPI điều chỉnh thời điểm t được tính theo công
thức:
0 = --------- x 100
CPIt CPIt
0 là chỉ số CPI điều chỉnh thời điểm t
CPI0 với CPIt
CPIt là chỉ số CPI thực tế thời điểm t
CPI0 là chỉ số CPI thực tế thời kỳ gốc
* Chỉ số tỷ giá hối đoái của từng quốc gia được điều chỉnh về năm gốc:
tương tự như cách điều chỉnh CPI, tính theo công thức sau:
et
0 là chỉ số tỷ giá danh nghĩa điều chỉnh thời điểm t
Et 0 = ------ x100 E0 với et
Et là tỷ giá danh nghĩa thời điểm t
E0 là tỷ giá danh nghĩa thời kỳ gốc
* Tỷ giá thực đa phương (tỷ giá thực hiệu lực – REER). Tỷ giá hối đoái danh
nghĩa để tính tỷ giá thực được lấy từ ngân hàng nhà nước. REER được tính với 10 đối
tác thương mại chính được lựa chọn ở trên.
n
Chỉ số tỷ giá thực đa phương được tính theo công thức sau:
REER = Σ ei
CPIi j j.wj. -------- j=1 CPIi Dựa trên các nguồn dữ liệu từ IMF, GSO, ADB tác giả đã tính toán chỉ số tỷ giá
thực như bảng tóm tắt sau:
25
Bảng 2.1. Tỷ giá hối đoái danh nghĩa, tỷ giá thực hiệu lực, cán cân thương mại
Tỷ giá
Chỉ số
Chỉ số
Chỉ số
Chỉ số
Tỷ số
Kỳ
USD/VND
RER
REER
GDPvn
GDPw
EXM
Q1-2000
14,062
100.00
100.00
105.62
102.00
0.95
Q2-2000
14,085
102.80
101.53
106.72
100.99
0.91
Q3-2000
14,215
105.75
102.00
106.92
101.25
1.52
Q4-2000
14,514
107.86
101.28
107.57
100.30
0.95
Q1-2001
14,545
108.43
96.85
107.14
101.87
1.01
Q2-2001
14,845
112.92
100.69
106.90
101.38
0.93
Q3-2001
15,003
114.34
103.63
106.94
100.28
1.39
Q4-2001
15,084
113.93
100.20
106.68
100.08
1.23
Q1-2002
15,250
112.25
98.68
106.59
101.02
0.91
Q2-2002
15,321
113.48
105.18
107.04
102.93
0.92
Q3-2002
15,347
113.93
104.22
107.11
103.14
0.90
Q4-2002
15,403
113.82
105.60
107.43
102.75
0.91
Q1-2003
15,443
112.54
104.08
106.80
101.61
0.95
Q2-2003
15,499
113.18
106.04
106.46
101.29
0.81
Q3-2003
15,557
114.80
110.06
108.11
103.49
1.36
Q4-2003
15,646
114.84
111.54
107.88
104.40
0.80
Q1-2004
15,724
111.82
109.75
106.98
103.41
0.90
Q2-2004
15,723
110.24
105.14
107.08
104.03
0.80
Q3-2004
15,755
108.86
105.25
108.00
103.35
0.86
Q4-2004
15,777
108.87
108.93
108.81
103.75
0.80
Q1-2005
15,823
106.33
105.61
107.44
102.44
0.85
Q2-2005
15,857
105.92
102.31
108.04
103.71
0.80
Q3-2005
15,895
106.03
101.84
109.26
104.49
0.89
Q4-2005
15,910
104.97
100.14
108.85
104.18
0.89
Q1-2006
15,932
102.47
99.25
107.35
103.99
0.92
Q2-2006
15,997
103.50
100.86
107.42
103.67
0.88
Q3-2006
16,009
102.95
101.84
108.78
103.75
0.87
Q4-2006
16,051
101.17
101.53
109.03
104.07
0.85
Q1-2007
16,025
99.09
100.36
107.66
103.89
0.93
Q2-2007
16,136
99.82
99.55
107.99
105.07
0.84
26
Ty so
Tỷ giá
Chỉ số
Chỉ số
Chỉ số
Chỉ số
Kỳ
USD/VND
RER
REER
GDPvn
GDPw
EXM
Q2-2007
16,136
99.82
99.55
107.99
105.07
0.84
Q3-2007
16,100
97.60
99.97
108.73
105.03
0.83
Q4-2007
16,030
94.93
99.07
109.10
104.84
0.77
Q1-2008
16,120
89.14
97.16
107.52
103.22
0.61
Q2-2008
16,844
87.35
93.17
105.82
102.75
0.75
Q3-2008
16,620
83.06
84.58
106.47
102.00
0.93
Q4-2008
17,486
85.14
87.71
105.40
98.84
0.85
Q1-2009
17,802
85.17
85.85
103.14
98.67
1.12
Q2-2009
17,801
85.52
88.47
104.46
102.44
0.79
Q3-2009
17,841
85.64
90.46
106.04
103.56
0.75
Q4-2009
18,479
87.27
92.22
106.91
104.36
0.72
Q1-2010
19,100
87.01
93.03
105.84
103.23
0.80
Q2-2010
19,095
86.08
91.24
106.44
103.81
0.86
Q3-2010
19,500
87.21
95.87
107.18
102.23
0.89
Q4-2010
19,500
84.14
94.79
107.34
104.41
0.85
Q1-2011
20,910
86.26
98.39
105.40
101.84
0.85
Q2-2011
20,620
80.54
92.61
105.70
101.41
0.87
Q3-2011
20,834
78.90
89.59
106.10
101.70
0.96
Q4-2011
21,036
78.24
88.53
105.89
100.06
0.94
Nguồn: Tổng cục thống kê, IMF, ngân hàng châu Á, ngân hàng Vietcombank,
tính toán của tác giả dựa vào các nguồn dữ liệu trên.
27
Các nguồn cung cấp số liệu trong đề tài:
- Tỷ giá liên ngân hàng, tỷ giá danh nghĩa (USD/VND)
http://sbv.gov.vn/
http://www.vietcombank.com.vn/ExchangeRates/
http://www.vietnam-report.com/vietnam-exchange-rate/
- Tỷ giá hối đoái của các nước
http://elibrary-data.imf.org/FindDataReports.aspx?d=33061&e=169393
- Chỉ số GDP, xuất nhập khẩu các nước
http://elibrary-data.imf.org/
http://stats.oecd.org
http://www.adb.org
- CPI của Việt nam
http://www.gso.gov.vn
http://elibrary-data.imf.org/DataReport.aspx?c=1449311&d=33061&e=169393
- CPI của thế giới
http://www.global-rates.com
http://www.rateinflation.com/
- CPI của Mỹ
http://www.bls.gov
- Xuất nhập khẩu của Việt Nam
http://www.gso.gov.vn
http://www.vietnam-report.com/vietnam-balance-of-trade/
http://elibrary-data.imf.org/
- Cổng thông tin cung cấp các tài liệu nghiên cứu
http://www.ssrn.com.
http://ideas.repec.org/
- Công cụ hỗ trợ tìm kiếm
http://www.google.com.vn
- Cách tính CPI:
http://www.saga.vn
http://www.pso.hochiminhcity.gov.vn
28
2.3. Phương pháp nghiên cứu
Pesaran, Shin, and Smith (2001) đã phát triển một chương trình thử nghiệm giới
hạn trong đó cho phép kết hợp phương trình cán cân TM trong dài hạn vào một mô
hình ECM (mô hình cơ chế hiệu chỉnh sai số). Điều này cho phép đánh giá đồng thời
các hệ số ngắn hạn và dài hạn, đây là một trong những ưu điểm chính của phương pháp
này.
Mô hình ECM được sử dụng nhiều trong các nghiên cứu quốc tế và được nhìn
nhận là một phương pháp thích hợp để lượng hóa tác động trong ngắn hạn và dài hạn
của tỷ giá thực lên khối lượng xuất khẩu của nhiều nước, ví dụ trong các nghiên cứu
của Bayoumi (1996), Wren-Lewis (1998), Lord (2002)…. Do vậy trong nghiên cứu
này tác giả đã áp dụng phương pháp trên với dãy số liệu theo quý từ năm 2000 đến
năm 2011. Việc sử dụng số liệu theo quý cho phép có một chuỗi số liệu tương đối lớn
để có thể đưa ra những kết quả có độ tin cậy về mặt thống kê. Tại Việt Nam, ngân hàng
Nhà nước kiểm soát chặt chẽ biến động của tỷ giá, nên dao động ngắn hạn của tỷ giá là
rất nhỏ không gây tác động đáng kể đến xuất khẩu. Do đó, chúng tôi chỉ đề cập đến tác
động của những thay đổi mang tính dài hạn hơn của tỷ giá lên xuất, nhập khẩu, cụ thể ở
đây là những thay đổi theo quý.
Các bước thực hiện sẽ tiến hành như sau:
- Đầu tiên, tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị để xem xét tính dừng và
không dừng của các chuỗi thời gian của các biến trong mô hình thực nghiệm.
- Thứ hai, tác giả thực hiện kiểm định đồng liên kết theo phương pháp phân tích
Johansen để xem xét mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình nghiên
cứu. Từ đó, xác định mức độ tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương
mại trong dài hạn.
- Thứ ba, sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) để đo lường mức độ tác động
của TGHĐ lên CCTM trong ngắn hạn.
29
CHƯƠNG III
ƯỚC LƯỢNG TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI LÊN
CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
3.1.Kiểm định nghiệm đơn vị các biến cân bằng
Một trong các kiểm định quan trọng trong các mô hình sử dụng chuỗi thời gian
là kiểm định tính dừng (stationary) hay còn gọi là kiểm định nghiệm đơn vị (unit root
test) của các biến. Tác giả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị của Dickey – Fuller
(Augmented Dickey Fuller – gọi tắt là kiểm định ADF) cho các biến đưa vào mô hình.
Kết quả như bảng 3.1 cho thấy tất cả các chuỗi số liệu dạng logarit sai phân bậc 1 đều
dừng (ngoại trừ Ln(EXM)) (kết quả kiểm định chi tiết xem phụ lục 2)
Bảng 3.1. Kết quả kiểm định ADF các biến ước lượng cân bằng
Giá trị tới hạn
Thống kê
ADF
Biến
Kết luận
Durbin– Watson
1%
5%
LN(GDPw)
-2.7183
-3.57772
-2.92517
Không dừng
1.683273
LN(GDPvn)
-2.879951
-3.577723
-2.925169 Không dừng
1.939793
LN(REER)
-1.057148
-3.577723
-2.925169 Không dừng
1.966732
LN(EXM)
-4.988318
-3.577723
-2.925169
Dừng
2.117983
LNX
-0.336197
-3.577723
-2.925169 Không dừng
2.078500
LNM
-0.414850
-3.581152
-2.926622 Không dừng
1.755511
-6.53706
-3.58115
-2.92662
Dừng
1.981122
∆LN(GDPw)
-4.04746
-3.60559
-2.93694
Dừng
1.847031
∆LN(GDPvn)
-6.85571
-3.58115
-2.92662
Dừng
1.996027
∆LN(REER)
-11.3345
-3.58115
-2.92662
Dừng
2.043957
∆LN(EXM)
-7.076683
-3.581152
-2.926622
Dừng
2.052339
∆LNX
-10.80792
-3.581152
-2.926622
Dừng
1.761347
∆LNM
Nguồn: Kết quả tính toán trên phần mềm Eview 6.0
30
Như vậy, các biến ∆LN(GDPw), ∆LN(GDPvn), ∆LN(REER), ∆LN(EXM) là
dừng nên nó là một quá trình ngẫu nhiên I(0) có nghĩa là tự bản thân ln(GDPvn),
ln(GDPw), ln(REER), là một chuỗi thời gian I(1). Các biến dừng ở sai phân bậc 1 hay
I(1) nên có thể tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp giữa các biến. Thống kê Durbin-
Watson của các biến trong mô hình đều đạt yêu cầu vì nó có xu hướng gần với 2. Điều
này có nghĩa là không có hiện tượng tương quan chuỗi trong dữ liệu và tuân thủ các
nguyên tắc thống kê được giả định.
3.2.Chọn bước trễ tối ưu cho các biến trong mô hình
Trước khi tiến hành phân tích đồng liên kết để từ đó đo lường mức độ tác động
của REER trong ngắn và dài hạn thông qua mô hình hiệu chỉnh sai số ECM và VECM,
tác giả chọn bước trễ cho các biến trong mô hình. Kết quả kiểm định bước trễ thể hiện
qua bảng sau:
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: LNEXM LNGDPVN LNREER
Exogenous variables: C
Date: 12/04/12 Time: 23:49
Sample: 1 48
Included observations: 43
LR
Lag
LogL
FPE
AIC
SC
NA
209.4724
1.35e-08
-9.603367
0
-9.480492 -10.91820*
257.3085
86.77258
2.23e-09
-11.40970
1
268.1667
18.18104
2.06e-09
-11.49612
-10.63600
2
280.3736
-11.64528
-10.41654
3
Bảng 3.2. Bảng độ trễ tối ưu
-12.19306*
18.73615 28.99141*
1.80e-09 1.08e-09*
301.1507
-10.59569
4
308.0035
8.605811
1.26e-09
-12.09319
-10.12720
5
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion
HQ: Hannan-Quinn information criterion
Nguồn : Tính toán của tác giả
31
Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu được thể hiện trong bảng 3.2 với các tiêu chuẩn
lựa chọn độ trễ khác nhau (LR, FPE, AIC, SC) hầu hết các tiêu chuẩn đều chọn độ trễ
tối ưu là 4. Vì vậy trong nghiên cứu này, tác giả chọn bước trễ là 4 quý cho mô hình để
thực hiện các bước kiểm định sau đây.
3.3. Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen
Do các biến sử dụng trong mô hình hồi qui đều ở dạng logarit và không dừng
nên phải kiểm định khả năng xảy ra các vec tơ đồng liên kết giữa các dãy số thời gian.
Tác giả sử dụng phương pháp Johansen và Juselius (1990) để thực hiện kiểm định giả
thuyết này. Đây là kỹ thuật kiểm định đồng liên kết được sử dụng phổ biến nhất trong
việc áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại nhằm xác định sự tồn tại của các vec tơ đồng
liên kết giữa các dãy số thời gian không dừng. Hay nói cách khác mục đích của kiểm
định đồng liên kết là xác định xem một nhóm các chuỗi không dừng có đồng liên kết
hay không.
Giá trị riêng của ma trận
Giá trị thống kê ma trận
Giá trị tới hạn 5%
Giả thuyết H0
(Eigenvalue)
(Trace statistic)
(Critical Value)
0.506735
60.94619
47.85613
r = 0
0.405195
30.5577
29.79707
r<=1
0.100518
8.218279
15.49471
r<=2
0.081659
3.663006
3.841466
r<=3
Thống kê giá trị riêng cực
Giá trị tới hạn 5%
Giá trị riêng của ma trận
đại của ma trận (Max-
Giả thuyết H0
(Critical Value)
(Eigenvalue)
Eigen Statistic)
0.506735
30.38849
27.58434
r = 0
0.405195
22.33942
21.13162
r<=1
0.100518
4.555273
14.2646
r<=2
0.081659
3.663006
3.841466
r<=3
* Bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%
Bảng 3.3.Kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen
Nguồn: Kết quả tính toán trên phần mềm Eview 6.0
32
Với sự hỗ trợ của phần mền Eview kết quả cụ thể như bảng 3.3 (chi tiết xem
phụ lục 3). Theo kết quả của bảng 3.3 ta có thể thấy giá trị Trace statistic và Max-
Eigen Statistic của các biến đều lớn hơn giá trị của Critical Value, điều này dẫn tới việc
bác bỏ giả thuyết H0 (không tồn tại vecto đồng liên kết) và chấp nhận giả thiết H1,
khẳng định là có tồn tại ít nhất 1 vecto đồng liên kết. Như vậy, có tồn tại mối quan hệ
dài hạn trong mô hình (1)
3.4. Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn
Như đã đề cập ở trên lnEXM là một chuỗi dừng theo như kết quả kiểm định tính
dừng vì vậy tác giả không sử dụng tỷ lệ thương mại là biến độc lập trong mô hình hồi
quy. Để giải quyết vấn đề này bài nghiên cứu tập trung vào ước lượng theo điều kiện
Marshall-Lerner xem liệu sự mất giá có cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn hay
không. Điều kiện Marshall – Lerner cho rằng để cho việc phá giá tiền tệ có tác động
tích cực tới cán cân thương mại thì giá trị tuyệt đối của tổng hệ số co giãn theo giá của
xuất khẩu và nhập khẩu phải lớn hơn 1. Tuy nhiên, giá cả của xuất khẩu và nhập khẩu
không phải lúc nào cũng sẵn có trên toàn bộ thời gian nghiên cứu, vì vậy chúng ta sẽ sử
dụng tỷ giá thực hiệu lực như cách tính gián tiếp của giá cả tương đối (Bahmani-
Oskooee and Brooks (1999)). Như vậy, phương trình cầu xuất nhập khẩu được viết
dưới dạng sau.
LnXt = a1 + b1 LnGDPwt + c1 LnREERt + εt (2)
LnMt = a2 + b2 LnGDPvnt + c2 LnREERt + εt (3)
Như kết quả kiểm định tính dừng ở bảng 3.1 các biến trong phương trình (2) –
(3) dừng ở sai phân bậc 1. Sau đó tác giả đi kiểm định đồng liên kết theo phương pháp
của Johansen cho thấy cả 2 mô hình đều có ít nhất một vecto đồng liên kết (Chi tiết
xem phụ lục 5, 6). Do các biến trong 2 phương trình đều có tính không dừng và đồng
liên kết nên ta có thể sử dụng phương pháp VECM để ước lượng tác động trong dài
hạn. Kết quả mô hình hồi quy đồng liên kết như sau (Chi tiết xem phụ lục 7, 8) :
33
Bảng 3.4. Kết quả hồi ước lượng vecto sai số ngẫu nhiên VECM hàm cầu xuất khẩu
và hàm cầu nhập khẩu
Vector Error Correction Estimates
CointEq1 Cointegrating Eq: t-sta
1.000000 LNM(-1)
15.53161 LNGDPVN(-1) [ 0.80965]
9.992265 LNREER(-1) [ 3.95586]
-127.7148 C
1.000000 LNX(-1)
-5.81965 LNGDPW(-1) [-0.59858]
9.779279 LNREER(-1) [ 7.98429]
-27.06759 C
Theo như kết quả kiểm định vecto đồng liên kết trên LnX và LnM, mối quan hệ trong
dài hạn của mô hình xuất khẩu và nhập khẩu có thể được định nghĩa như sau :
LnX = -27.06 + 5.82LnGDPw + 9.78LnREER (4)
LnM = -127.71 + 15.53LnGDPvn + 9.99LnREER (5)
Từ phương trình (4) – (5) rõ ràng là tất cả các biến đều có được giá trị như kỳ
vọng ban đầu của tác giả. Cụ thể như sau :
- Đối với hoạt động xuất khẩu: Khi tỷ giá thực đa phương tăng 1% làm cho xuất khẩu
tăng 9,78%. Đó là do khi tỷ giá thực đa phương tăng nghĩa là đồng nội tệ đang mất giá,
dẫn tới hàng hóa xuất khẩu của Việt Nam trở nên rẻ hơn trên góc độ người tiêu dùng
nước ngoài và tạo ra thế cạnh tranh về giá cả cho xuất khẩu của Việt nam. Ngoài ra,
thu nhập nước ngoài tăng 1% làm cho xuất khẩu tăng 5,82%. Điều này có thể được giải
thích bởi vì thu nhập nước ngoài tăng lên làm cho nhu cầu tiêu dùng hàng nhập khẩu
của nước đó gia tăng, dẫn tới việc nhập khẩu của các nước này tăng lên làm cho xuất
khẩu của Việt nam cũng tăng theo.
- Đối với hoạt động nhập khẩu : Khi tỷ giá thực đa phương tăng lên 1% làm cho nhập
khẩu tăng 9,99%. Điều này phù hợp với lý thuyết thương mại và thực tế thương mại
34
Việt Nam. Theo như lý thuyết khi phá giá đồng nội tệ, giá hàng nhập khẩu sẽ giảm tính
cạnh tranh dẫn đến ‘‘ảnh hưởng sản lượng’’- số hàng nhập khẩu sẽ giảm xuống. Tuy
nhiên, phá giá còn dẫn tới ‘‘ảnh hưởng giá hàng nhập khẩu’’, giá mỗi đơn vị hàng nhập
khẩu sẽ gia tăng. Trong thời gian đầu ảnh hưởng sản lượng lấn át ảnh hưởng giá hàng
nhập khẩu làm cho sản lượng nhập khẩu giảm, tuy nhiên trong dài hạn ảnh hưởng giá
hàng nhập khẩu cuối cùng trung hòa và lấn át ảnh hưởng sản lượng làm cho nhập khẩu
tiếp tục tăng.
- Độ co giãn của thu nhập trong hàm cầu nhập khẩu lớn hơn độ co giãn thu nhập trong
hàm cầu xuất khẩu, chứng minh sự phát triển kinh tế của Việt Nam không phải phụ
thuộc nhiều vào các đối tác thương mại chính của Việt Nam. Tổng hệ số co giãn của
REER trong hàm cầu xuất khẩu và hàm cầu nhập khẩu lớn hơn 1 rất nhiều. Về dài hạn
việc áp dụng giảm giá tiền tệ có tác động lớn tới xuất khẩu của Việt nam. Điều này đáp
ứng được điều kiện Marshall-Lerner, tuy nhiên trong thực tế áp dụng cần hết sức thận
trọng.
3.5. Tác động của TGHĐ lên cán cân thương mại trong ngắn hạn – Mô hình hiệu chỉnh sai số ECM
Như đã giải thích ở trên, sự mất giá của đồng nội tệ ban đầu có thể làm cho cán
cân thương mại xấu hơn trước khi nó được cải thiện, do đó tạo nên hiệu ứng đường
cong J. Bằng chứng thực nghiệm ở một số quốc gia đã chứng minh cho điều này
(chương I).
Trong bài nghiên cứu này tác giả sẽ đi kiểm định lập luận trên với trường hợp
của Việt Nam bằng cách ước lượng mô hình ECM tương ứng với phương trình cán cân
thương mại trong dài hạn ở trên. Để thực hiện mô hình ECM, đầu tiên các biến trễ
trong mô hình được giới hạn là 4 kỳ như kết quả chọn bước trễ tối ưu được trình bày ở
trên. Phần dư EC được tính từ vecto đồng liên kết theo phương pháp Johansen,và được
đưa vào mô hình ECM nhằm đảm bảo mối quan hệ dài hạn được thỏa mãn.
Các biến số ở dạng chuỗi gốc I(0) là dãy số thời gian không dừng, các biến số ở
dạng sai phân bậc 1 I(1) là các dãy số thời gian có tính dừng nên ta đưa các biến số ở
35
dạng sai phân bậc 1 vào mô hình. Tuy nhiên bản thân biến LnEXM có tính dừng rồi
i=0 γi ∆∆∆∆Ln(REER)t-i+ΣΣΣΣ4
i=0 δi ∆∆∆∆Ln(GDPw)t-i
nên không cần lấy sai phân bậc 1. Mô hình cụ thể như sau: Ln(EXM)t = α0 + ΣΣΣΣ4 + ΣΣΣΣ4 (6)
i=0βiLn(EXM)t=i + ΣΣΣΣ4 i=0 £i ∆∆∆∆Ln(GDPvn)t-i+ λECt-1 +µt
Ước lượng phương trình (6) bằng hồi quy OLS. Mức độ tác động của các biến
trong mô hình được thể hiện qua bảng sau: (Chi tiết xem phụ lục 4)
Dependent Variable: LNEXM
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
C
-2.723
16.194
-0.168
LNEXM(-1)
1.049
0.310
3.383
DLNREER(-1)
-2.949
1.000
-2.946
EC(-1)
-0.834
0.325
-2.562
R-squared
0.692138 Mean dependent var
-0.108605
Adjusted R-squared
0.482792 S.D. dependent var
0.181562
S.E. of regression
0.130574 Akaike info criterion
-0.938867
Sum squared resid
0.426240 Schwarz criterion
-0.201621
Log likelihood
38.18565 Hannan-Quinn criter.
-0.666994
F-statistic
3.306193 Durbin-Watson stat
2.472058
Prob(F-statistic)
0.003368
Bảng 3.5. Kết quả ước lượng cán cân thương mại bằng mô hình ECM
Kết quả ước lượng cho thấy REER có tác động tiêu cực trong ngắn hạn, làm cho
cán cân thương mại xấu đi, GDP thì không có ảnh hưởng lên cán cân thương mại. Tác
động ngay tức thời khi tăng 1%REER tại mức sai phân bậc 1 sẽ làm cho cán cân
thương mại giảm 2.94%. Yếu tố phần dư ECt-1 mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê.
Điều này khẳng định rằng, trong ngắn hạn khi xảy ra các cú shock tỷ giá, thu nhập thì
chỉ số EXM luôn được điều chỉnh về trạng thái cân bằng trong dài hạn; bên cạnh đó nó
còn khẳng định mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình. Tuy nhiên, mức độ
36
giải thích của mô hình không cao, thể hiện ở hệ số kiểm định độ phù hợp của mô hình
là 0,692. Điều này cũng hoàn toàn phù hợp với thực tế, hoạt động ngoại thương của
Việt Nam trong thời kỳ này còn chịu ảnh hưởng của nhiều nhân tố khác.
Để nhận biết rõ hơn tác giả sử dụng phương pháp VAR để hồi quy các biến
lnEXM, lnGDPvn, lnGDPw, lnREER với độ trễ là 4 và tìm hàm số đẩy thu được từ
ECM cho phép chúng ta kiểm tra xu hướng biến động của cán cân thương mại trước
các cú shock của các biến tác động.
Hình 3.1. Phản ứng của Cán cân thương mại khi có sự mất giá tiền tệ.
Theo hình 3.1 cho thấy tác động trong ngắn hạn của hiệu ứng giá đối với tỷ lệ
xuất khẩu trên nhập khẩu sau khi phá giá. Tỷ lệ xuất khẩu trên nhập khẩu đã giảm kéo
dài đến quý 3 sau khi có cú sốc khiến VND xuống giá. Tuy nhiên, đối với hàm phản
ứng đẩy tổng quát thu được từ mô hình VAR thì từ sau quý 3, tác động của hiệu ứng
giá đã giảm và hiệu ứng khối lượng bắt đầu phát huy tác dụng và đến giữa quý 6 thì tỷ
lệ xuất khẩu trên nhập khẩu đã khôi phục lại ở mức như trước khi có cú sốc xảy ra, đến quý thứ 9 thì CCTM bắt đầu có dấu hiệu được cải thiện.
3.6. Những hạn chế trong kết quả nghiên cứu
Về nguồn số liệu: số liệu xuất nhập khẩu thu thập từ 2 nguồn khác nhau là Tổng
cục thống kê và Tổng cục hải quan nên có thể làm cho số liệu không thống nhất.
Tương tự đối với số liệu của GDP các nước cũng được thu thập từ nguồn IMF và
37
OECD. Ngoài ra, bài nghiên cứu sử dụng GDP Việt Nam và bình quân GDP các nước
cũng chưa thật sự phản ánh được thu nhập trong nước và thu nhập nước ngoài.
Phương pháp đo lường bằng mô hình VECM trong dài hạn chưa thực sự đánh
giá hết được tác động của tỷ giá lên CCTM do giới hạn tính dừng của biến lnEXM. Tác
giả đã không sử dụng được biến LnEXM mà đánh giá gián tiếp thông qua phương trình
cầu xuất nhập khẩu.
Khi xem xét mối quan hệ trong ngắn hạn, do giới hạn về kiến thức thống kê
cũng như kỹ năng phân tích nên chưa kiểm tra được mối quan hệ nhân quả trong mô
hình.
• Hướng nghiên cứu mới
Một số nghiên cứu gần đây trên thế giới liên quan tới đề tài đã sử dụng mô hình
ARDL để phân tích để giảm đi mối quan tâm về tính dừng tại chuỗi gốc của biến
EXM. Điều này có thể là một hướng nghiên cứu mới của đề tài.
38
KẾT LUẬN
Mục tiêu của bài viết là ước lượng sự mất giá tiền tệ giúp cải thiện cán cân
thương mại của Việt nam trong ngắn hạn và trong dài hạn hay không. Để đưa ra được
kết luận, mô hình cán cân thương mại được sử dụng bao gồm tỷ số thương mại, thu
nhập trong nước, thu nhập nước ngoài (từ các đối tác thương mại chính), tỷ giá thực
hiệu lực. Mô hình cơ bản được ước lượng sử dụng những phát triển mới đây trong
kiểm định tính dừng và phân tích đồng liên kết. Các kết quả chính thu được như sau :
Các kiểm định tính dừng cho kết quả ngược với một số nghiên cứu trước đây
khi cán cân thương mại xuất hiện ở đây là biến dừng. Kết quả này chỉ ra rằng, không
có mối quan hệ đồng liên kết giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập trong mô hình.
Do đó tác giả chuyển sang xem xét ảnh hưởng của TGHĐ và GDP trong hàm cầu xuất
khẩu và nhập khẩu. Biến phụ thuộc có tính dừng được hồi quy bằng OLS, cách tiếp cận
này cho thấy sự giảm giá của đồng tiền có tác động lên cán cân thương mại trong ngắn
hạn. Cho thấy cú sốc của tỷ giá làm cho cán cân thương mại ngay lập tức xấu đi được
giải thích do độ trễ trong điều chỉnh giá sản xuất và tiêu dùng cũng như những thay đổi
trong giá của xuất khẩu và giá nhập khẩu. Khi xuất hiện cú sốc tỷ giá thì cán cân
thương mại chỉ được cải thiện sau 9 quý. Ước lượng OLS theo mô hình ECM cũng cho
thấy có tồn tại mối quan hệ giữa các biến nghiên cứu trong dài hạn.
Bên cạnh đó, ảnh hưởng của thu nhập trong nước tác động lớn hơn thu nhập
nước ngoài và tỷ giá hối đoái, qua đó cho thấy nó có vai trò lớn trong cầu nhập khẩu và
cung xuất khẩu. Kết quả ước lượng có thể giải thích cho 43% sự thay đổi của cán cân
thương mại, như vậy là còn các yếu tố khác có tác động lên cán cân thương mại Việt
Nam mà chưa được tìm thấy trong nghiên cứu này.
Các ước lượng theo điều kiện Marshall- Lerner là khá phù hợp, vì vậy sự giảm
giá tiền tệ giúp cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn. Tuy nhiên nghiên cứu này
cũng khuyến cáo rằng không nên lạm dụng chính sách giảm giá tiền tệ bởi vì tỷ giá hối
đoái không hoạt động độc lập mà còn phải kết hợp với các chính sách kinh tế vĩ mô;
việc điều chỉnh tỷ giá hối đoái còn tác động lên nhiều biến kinh tế như lạm phát, lãi
suất, chi phí vốn….hơn là tác động lên cán cân thương mại.
39
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tài liệu tham khảo tiếng Việt
Sách và công trình nghiên cứu
1. Nguyễn Hoàng Bảo (2004), Kinh tế lượng ứng dụng, bài giảng cho học viên cao
học, Đại học Kinh tế TP HCM.
2. Nguyễn Thị Thu Hằng, Đinh Tuấn Minh, Tô Trung Thành, Lê Hồng Giang,
Phạm Văn Hà (2010),“Lựa chọn chính sách tỷ giá trong bối cảnh phục hồi kinh
tế”, Trung tâm Nghiên cứu Kinh tế và Chính sách, Trường Đại học Kinh tế, Đại
học Quốc gia Hà Nội, Bài Nghiên cứu NC-21.
3. Phan Thanh Hoàn, Nguyễn Đăng Hào (2007), “Mối quan hệ giữa tỷ giá hối
đoái và cán cân thương mại Việt Nam thời kỳ 1995 – 2004”, tạp chí khoa học,
Đại học Huế, Số 43, 2007.
4. N.Gregory Mankiw (2001), Kinh tế vĩ mô, do các giảng viên trường Đại học
Kinh tế quốc dân dịch từ nguyên bản, Nhà xuất bản Thống kê.
5. Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Ngọc Định (2005), Tài chính quốc tế, Nhà xuất bản
Thống kê, HCM.
6. Nguyễn Văn Tiến (2005), Tài chính quốc tế hiện đại trong nền kinh tế mở, Nhà
xuất bản Thống kê.
Bài báo và trang tin điện tử
1. Nguyễn Thị Kim Thanh - Viện Chiến lược Ngân hàng (2011), Điều hành chính
sách tỷ giá nhằm thúc đẩy xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu,
http://www.vnba.org.vn/index.php?option=com_content&task=view&id=1473 &Itemid=32.
2. Trần Ngọc Thơ, Chính sách tỷ giá hậu WTO, Tạp chí phát triển kinh tế, tháng
09 năm 2006
3. Nguyễn Văn Tiến (2009), Chính sách tỷ giá VND nhằm cải thiện cán cân
thương mại trong thời kỳ hủng hoảng tài chính toán cầu, http://thongtinphapluatdansu.edu.vn/2009/07/16/3321/
40
Tài liệu tham khảo tiếng Anh
1. Bahmani-Oskooee, M. and Ratha, A. (2004) The J-curve: a literature review.
Applied Economics, 36, 1377-1398.
2. Bahmani-Oskooee, Mohsen (2001), Nominal and Real Exchange Rates of Middle
Eastern Countries and Their Trade Performance, Applied Economics, 33(1):
103-111.
3. Drama , Bedi Guy Herve (2010) The Effects of Real Exchange Rate on Trade
Balance in Cote d’Ivoire: Evidence from the Cointegration Analysis and Error-
Correction Models., School of International Business and Management,
Shanghai University
4. Hock-Tsen Wong∗
and Hui-Ing Chong (2006), Bilateral trade balance of
Malaysia to the United states, Japan and Singapore: An empirical study, Labuan
Bulletin of International Business & Finance, 4, 2006, 1-18
5. Irina Tochitskaya (2007), The effect of exchange rate changes on Belarus’ trade
balance, The IPM Research Center, Problems of economic transition, vol. 50,
issue 7, pages 46-65
6. Jarita Duasa (2007), Determinants of Malaysian trade balance: An ARDL bound
testing approach, Journal of Economic Cooperation, 28,3, 21-40.
7. Mohsen Bahmani-Oskooee and Tatchawan Kantipong (2001), Bilateral J-Curve
Between Thailand and Her Trading Partners, Journal of economic development,
Volume 26, Number 2, December 2001.
8. Nodir Bakhromov (2011), The Exchange Rate Volatility and the Trade Balance:
Case of Uzbekistan, Journal of Applied Economics and Business Research
JAEBR, 1(3): 149- 161 (2011)
9. Nusrate Aziz (2008), The Role of Exchange Rate in Trade Balance:Empirics
from Bangladesh, University of Birmingham, UK
10. Onafowora, O. (2003) Exchange rate and trade balance in East Asia: is there a
J-curve? Economics Bulletin, 5(18), 1-13.
41
11. Pavle Petrović and Mirjana Gligorić (2010), Exchange Rate and Trade Balance:
J-curve Effect, PANOECONOMICUS, 2010, 1, pp. 23-41
12. Tihomir Stučka (2004) The Effects of Exchange Rate Change on the Trade
Balance in Croatia, IMF Working Paper WP/04/65.
13. Pham Thi Tuyet Trinh (2012), “The impact of exchange rate fluctuation on trade
balance in short and long run” , Banking University of Hochiminh City
Vietnam, Working Paper Series No. 2012/ 23
14. Wilson, P (2001), Exchange Rates and the Trade Balance for Dynamic Asian
Economies: Does the J-Curve Exist for Singapore, Malaysia, and Korea? Open
Economies Review, 12, 389–413..
15. Ziwei Shao (2008), “Exchange Rate Changes and Trade Balance: An Empirical
Study of the Case of Japan”, Dissertations and Theses Collection (Open Access).
Paper 15
42
PHỤ LỤC
PHỤ LỤC 1: Tóm tắt về kiểm định ADF, mô hình tự hồi quy vecto VAR, mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM và dữ liệu nghiên cứu
1. Kiểm định nghiệm đợn vị ADF (còn gọi là kiểm định tính dừng)
Kiểm định nghiệm đơn vị (ADF) là một kiểm định được sử dụng khá phổ biến
để kiểm định một chuỗi thời gian dừng hay không dừng. Giả sử chúng ta có dữ liệu
chuỗi thời gian Yt và cần kiểm định tính dừng.
Giả sử ta có phương trình hồi qui tự tương quan như sau:
t
t-1
t
= ρY + u (-1 ≤ ρ ≤ 1) (1) Y
Ta có các giả thiết:
t
0
: ρ = 1 (Y là chuỗi không dừng) H
t
1
H : ρ < 1 (Y là chuỗi dừng)
Phương trình (1) tương đương với phương trình (2) sau đây :
t
t-1
t
t-1
t-1
Y – Y = ρY – Y + u
t
t-1
= (ρ – 1)Y + u
t
t-1
t
= δY + u (2) ∆Y
Như vậy các giả thiết ở trên có thể được viết lại như sau :
t
0
H : δ = 0 (Y là chuỗi không dừng)
t
1
H : δ < 0 (Y là chuỗi dừng)
t-1
sẽ theo phân phối xác suất τ Dickey và Fuller cho rằng giá trị t ước lượng của hệ số Y
(tau statistic, τ = giá trị δ ước lượng/sai số của hệ số δ). Kiểm định thống kê τ còn được
gọi là kiểm định Dickey – Fuller (DF). Kiểm định DF được ước lượng với 3 hình thức :
t
• Khi Y là một bước ngẫu nhiên không có hằng số :
t-1
t
∆yt = δY + u (3)
t
• Khi Y là một bước ngẫu nhiên có hằng số :
t
1
t-1
t
∆Y = β + δY + u (4)
43
t
• Khi Y là một bước ngẫu nhiên với hằng số xoay quanh một đường xu thế ngẫu
nhiên :
t
1
2
t-1
t
= β + β TIME + δY + u (5) ∆Y
0
Để kiểm định H ta so sánh giá trị thống kê τ tính toán với giá trị thống kê τ tra bảng
DF (các phần mềm kinh tế lượng đều cung cấp giá trị thống kê τ). Tuy nhiên, do có thể
t
do thiếu biến, nên người ta thường sử dụng có hiện tượng tương quan chuỗi giữa các u
kiểm định DF mở rộng là ADF (Augmented Dickey – Fuller Test). Kiểm định này
được thực hiện bằng cách đưa thêm vào phương trình (5) các biến trễ của sai phân biến
t
: phụ thuộc ∆Y
t
1
2
t-1
t-i
t
∆Y = β + β TIME + δY + αi Σ∆Y + ε (6)
Như vậy, nếu t* > giá trị tới hạn ADF thì chấp nhận H0 và Yt là chuỗi không dừng (có
nghiệm đơn vị); ngược lại nếu t* < giá trị tới hạn ADF thì bác bỏ H0 và kết luận Yt là
chuỗi dừng (không có nghiệm đơn vị).
Nếu như một chuỗi thời gian được lấy sai phân một lần và chuỗi sai phân đó là
dừng, thì ta có thể nói rằng chuỗi ban đầu (dạng bước ngẫu nhiên) là một chuỗi kết hợp
bậc1 được ký hiệu là I(1). Tương tự như vậy, nếu như chuỗi ban đầu phải được lấy sai
phân hai lần (tức là lấy sai phân bậc 1 của sai phân bậc 1) để trở 43at a dừng, thì chuỗi
ban đầu đó được gọi là chuỗi kết hợp bậc 2, hoặc I(2). Tóm lại, nếu một chuỗi thời gian
phải được lấy sai phân d lần, thì nó sẽ là chuỗi kết hợp bậc d, hoặc I(d). Do vậy, bất kỳ
lúc nào nếu ta có một chuỗi thời gian kết hợp bậc 1 hoặc lớn hơn, thì có nghĩa là ta có
một chuỗi thời gian không dừng.
2. Mô hình tự hồi quy vecto VAR:
Mô hình Var về cấu trúc gồm nhiều phương trình (mô hình hệ phương trình) và có các
trễ của các biến số. Var là mô hình động của một số biến thời gian.
Ta xét hai chuỗi thời gian Y1 và Y2. Mô hình Var tổng quát đối với Y1 và Y2 có dạng
(cid:20)
(cid:20)
sau đây :
(cid:5)
(cid:5)
(cid:7)(cid:5)(cid:8) (cid:10) (cid:11) (cid:12) (cid:13) (cid:14)(cid:15)(cid:7)(cid:5)(cid:8)(cid:16)(cid:15) (cid:12) (cid:13) (cid:17)(cid:15)(cid:7)(cid:18)(cid:8)(cid:16)(cid:15) (cid:12) (cid:19)(cid:5)(cid:8)
(cid:20)
(cid:20)
44
(cid:5)
(cid:5)
(cid:7)(cid:18)(cid:8) (cid:10) (cid:21) (cid:12) (cid:13) (cid:22)(cid:15)(cid:7)(cid:5)(cid:8)(cid:16)(cid:15) (cid:12) (cid:13) (cid:23)(cid:15)(cid:7)(cid:18)(cid:8)(cid:16)(cid:15) (cid:12) (cid:19)(cid:18)(cid:8)
Trong mô hình trên, mỗi phương trình đều chứa p trễ của mỗi biến. Với hai biến mô hình có 22p hệ số góc và 2 hệ số chặn. Vậy trong trường hợp tổng quát nếu mô hình có k biến thì sẽ có k2p hệ số góc và k hệ số chặn, khi k càng lớn thì số hệ số phải ước
lượng càng tăng.
Một số vấn đề trong xây dựng mô hình Var:
Bên cạnh những ưu điểm nổi trội của mô hình Var : không cần xác định biến
nào là biến nội sinh và biến nào là biến ngoại sinh hay là ta có thể sử dụng phương
pháp OLS cho từng phương trình riêng rẽ thì mô hình Var còn vướng phải một số hạn
chế:
- Do trọng tâm mô hình được đặt vào dự báo nên Var ít phù hợp cho phân tích
chính sách.
- Và khi xét đến mô hình Var ta còn phải xét đến tính dừng của các biến trong mô
hình. Yêu cầu đặt ra khi ta ước lượng mô hình Var là tất cả các biến phải dừng, nếu
trong trường hợp các biến này chưa dừng thì ta phải lấy sai phân để đảm bảo chuỗi
dừng. Càng khó khăn hơn nữa nếu một hỗn hợp chứa các biến có tính dừng và các biến
không có tính dừng thì việc biến đổi dữ liệu không phải là việc dễ dàng.
- Khó khăn trong việc lựa chọn khoảng trễ thích hợp. Giả sử mô hình Var bạn
đang xét có ba biến và mỗi biến sẽ có 8 trễ đưa vào từng phương trình. Như xem xét ở trên thì số hệ số mà bạn phải ước lượng là 32.8+3=75. Và nếu ta tăng số biến và số trễ
đưa vào mỗi phương trình thì số hệ số mà ta phải ước lượng sẽ khá lớn. Ngoài ra, khó
khăn trong việc lựa chọn khoảng trễ còn được thể hiện ở chỗ nếu ta tăng độ dài của trễ
sẽ làm cho bậc tự do giảm, do vậy mà ảnh hưởng đến chất lượng các ước lượng.
Phương pháp ước lượng mô hình Var:
Xét tính dừng của các biến trong mô hình. Nếu chưa dừng thì sử dụng kỹ thuật -
lấy sai phân để đưa về các chuỗi dừng.
Lựa chọn khoảng trễ phù hợp. -
45
- Xem xét mức độ phù hợp của mô hình chạy ra (bằng việc kiểm định tính dừng
của phần dư. Nếu phần dư của mô hình dừng thì mô hình nhận được phù hợp với chuỗi
thời gian và ngược lại
- So sánh các mô hình phù hợp và lựa chọn mô hình phù hợp nhất.
3. Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM
Trước khi đi vào mô hình vector hiệu chỉnh sai số, ta sẽ xem qua một số khái niệm 45at
quan như hồi quy giả mạo, đồng 45at kết và mô hình hiệu chỉnh sai số.
* Hồi quy giả mạo:
Khi hồi quy với các chuỗi thời gian, có thể kết quả hồi quy là giả mạo do các
chuỗi này có cùng xu thế. Điều này thường xảy ra trong kinh tế. Ước lượng của các hệ
số hồi quy không phải chỉ chịu ảnh hưởng của biến độc lập đến biến phụ thuộc mà còn
bao hàm xu thế. Như vậy việc hồi quy các chuỗi không dừng có thể dẫn đến hồi quy
giả mạo. Khi đó thì các tiêu chuẩn t và F là không sử dụng được. Theo Granger và Newbold thì R2>d là dấu hiệu hồi quy giả mạo. (kết luận hoàn toàn phù hợp với kết
quả ước lượng ở trên). Để khắc phục hồi quy giả mạo, người ta đưa thêm biến xu thế
vào mô hình. Tuy nhiên việc đưa biến xu thế vào mô hình chỉ chấp nhận được nếu biến
này là phi ngẫu nhiên.
* Đồng liên kết:
Như trên ta đã đề cập tới, việc hồi quy các chuỗi thời gian không dừng thường
dẫn đến kết quả hồi quy giả mạo. Tuy nhiên, Engle và Granger (1987) cho rằng nếu kết
hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian không dừng có thể là một chuỗi dừng và các
chuỗi thời gian không dừng đó được cho là đồng liên kết. Kết hợp tuyến tính dừng
được gọi là phương trình đồng liên kết và có thể được giải thích như mối quan hệ cân
bằng dài hạn giữa các biến. Nói cách khác, nếu phần dư trong mô hình hồi quy giữa
các chuỗi thời gian không dừng là một chuỗi dừng, thì kết quả hồi qui là thực và thể
hiên mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình. Và nếu như mô hình là
đồng liên kết thì sẽ không xảy ra trường hợp hồi quy giả mạo, và khi đó các kiểm định
dựa trên tiêu chuẩn t và F vẫn có ý nghĩa. Có nhiều phương pháp kiểm định mối quan
46
hệ đồng liên kết: kiểm định Engle- Granger, kiểm định CRDW…và theo phương pháp
Var của Johasen.
* Mối quan hệ nhân quả Granger
giữa hai chuỗi thời gian Y Để kiểm định liệu có tồn tại mối quan hệ nhân quả Granger
và X. Để kiểm định trên Eview, ta xây dựng hai phương trình sau :
0
t-1
t-l
1
t-1
t-l
t
l
= α Y + … + α Y + β X + … + β (2.14) Y + α 1 + ε t X l
0
t-1
t-l
1
t-1
t-l
t
l
X = α X + … + α X + β Y + … + β (2.15) + α 1 + ε t Y l
Để xem các biến trễ của X có giải thích cho Y (X tác động nhân quả Granger lên Y) và
các biến trễ của Y có giải thích cho X (Y tác động nhân quả Granger lên X) hay không
ta kiểm định giả thiết sau đây cho mỗi phương trình :
0
1
2
l
: β = β = … = β = 0 (2.16) H
Để kiểm định giả thiết đồng thời này, ta sử dụng thống kê F của kiểm định Wald và
cách quyết định như sau : Nếu giá trị thống kê F tính toán lớn hơn giá trị thống kê F
0
phê phán ở một mức ý nghĩa xác định ta bác bỏ giả thiết H và ngược lại. Có bốn khả
năng như sau:
Nhân quả Granger một chiều từ X sang Y nếu các biến trễ của X có tác động lên -
Y, nhưng các biến trễ của Y không có tác động lên X.
Nhân quả Granger một chiều từ Y sang X nếu các biến trễ của Y có tác động lên -
X, nhưng các biến trễ của X không có tác động lên Y.
Nhân quả Granger hai chiều giữa X và Y nếu các biến trễ của X có tác động lên -
Y và các biến trễ của Y có tác động lên X.
Không có quan hệ nhân quả Granger giữa X và Y nếu các biến trễ của X không -
có tác động lên Y và các biến trễ của Y không có tác động lên X.
* Mô hình vector hiệu chỉnh sai số VECM
Khi hồi quy mô hình với các biến là chuỗi thời gian thì yêu cầu đặt ra là các
chuỗi này phải dừng. Trong trường hợp chuỗi chưa dừng thì ta phải lấy sai phân của
chúng cho đến khi có được chuỗi dừng. Tuy nhiên, khi mà ta hồi quy các giá trị sau khi
đã lấy sai phân có thể sẽ bỏ sót những thông tin dài hạn trong mối quan hệ giữa các
47
biến. Chính vì thế khi hồi quy những mô hình đã lấy sai phân phải có thêm phần dư E.
Ví dụ đối với mô hình hai biến Y1 và Y2 ta có:
∆(cid:7)(cid:5) (cid:10) (cid:14)(cid:5) (cid:12) (cid:14)(cid:18)∆(cid:7)(cid:18)(cid:8) (cid:12) (cid:14)(cid:25)(cid:26)(cid:8)(cid:16)(cid:5) (cid:12) (cid:27)(cid:8)
chính là phần mất cân bằng. Mô hình ước lượng sự phụ thuộc của mức
Số hạng (cid:14)(cid:25)(cid:26)(cid:8)(cid:16)(cid:5) thay đổi của Y1 vào mức thay đổi của Y2 và mức mất cân bằng ở thời kỳ trước. Mô
hình trên được gọi là mô hình hiệu chỉnh sai số ECM
Mô hình VECM là một dạng của mô hình Var tổng quát, được sử dụng trong trường
hợp chuỗi dữ liệu là không dừng và chứa đựng mối quan hệ đồng kết hợp.
Mô hình VECM tổng quát:
∆Xt = ΠXt−1 + Γ1∆Xt−1 + · · · + Γp−1∆Xt−p+1 + Ut .
Trước tiên đối với chuỗi dữ liệu này, ta sẽ lấy logarit của chúng để chuỗi dữ liệu ổn
định hơn. Cũng như ước lượng bất kì một mô hình với dữ liệu là chuỗi thời gian, việc
trước tiên ta sẽ kiểm định tính dừng đối với các chuỗi dữ liệu này. Tìm độ trễ tối ưu
của mô hình.
Sau khi nhận được các chuỗi dừng, ta tiến hành kiểm định mối quan hệ nhân
quả Granger để xem xét mối quan hệ giữa các biến trong mô hình.
Tiếp theo ta sẽ xem xét tính đồng liên kết giữa các biến trong mô hình. Lưu ý là
riêng phần kiểm định tính đồng liên kết thì ta sẽ kiểm định dựa trên các chuỗi giá chưa
lấy sai phân. Sau khi đã tiến hành các kiểm định liên quan thì ta nhận thấy đây là các
chuỗi không dừng và có mối quan hệ đồng liên kết, do đó phần tiếp theo ta sẽ sử dụng
mô hình VECM để ước lượng.
Cách chạy mô hình cũng tương tự như mô hình Var trên. Sau khi đã ước lượng
mô hình thì ta tiếp tục kiểm định sự phù hợp của mô hình bằng cách kiểm định phần dư
tương tự như mô hình Var. Sử dụng hàm phản ứng đẩy thể xem xét sự tác động của
biến nay lên biến kia khi có một sự thay đổi, một cú sốc xảy ra. Ngoài ra ta còn có thể
sử dụng mô hình trên để dự báo giá chứng khoán. Tuy nhiên cần phải qua một số các
kiểm định khác nữa nên không được đề cập đến ở đây.
4. Bảng tính tỷ giá hối đoái đa phương REER
Nước
Q1 2000 Q2 2000 Q3 2000 Q4 2000 Q1 2001 Q2 2001 Q3 2001 Q4 2001 Q1 2002 Q2 2002 Q3 2002 Q4 2002 Q1 2003 Q2 2003
Trade
1,115.05 720.63 487.94 452.48 248.73 270.67 353.70 192.88 276.72 157.38
1,143.65 832.05 549.55 526.11 262.22 254.71 344.29 226.24 229.94 196.13
1,309.94 950.81 1,015.21 534.85 285.55 307.45 419.64 225.57 273.50 241.47
1,307.51 1,076.68 884.84 592.75 300.42 350.35 448.33 269.28 245.37 207.82
1,038.12 848.23 680.52 521.10 251.43 292.93 406.06 207.59 291.95 199.76
1,209.98 906.57 861.28 598.36 388.34 300.57 339.05 195.35 234.07 183.81
1,201.06 904.22 673.22 624.17 438.34 256.65 290.50 215.70 277.70 231.52
1,006.73 780.87 586.88 530.33 378.41 241.36 278.58 223.56 301.98 221.87
1,174.06 988.71 872.71 689.95 622.11 288.11 367.71 258.40 283.64 301.71
1,279.59 857.68 979.43 713.67 897.31 324.03 435.60 316.67 340.98 240.36
1,481.23 867.35 1,238.15 814.36 1,013.96 328.99 532.72 346.31 360.52 267.13
1,317.25 871.45 1,036.59 690.90 1,045.61 341.21 452.72 303.46 367.74 297.60
1,495.45 959.33 1,275.75 812.90 1,468.21 414.97 380.68 372.93 370.79 310.69
1,243.73 863.00 808.62 549.28 398.88 264.93 272.62 236.20 314.77 186.53
Japan Sing China Korea US Thailand AUS HK Germany Malaysia
Tỷ trọng thương mại
26.08 16.85 11.41 10.58 5.82
25.05 18.23 12.04 11.53 5.74
23.54 17.09 18.25 9.61 5.13
23.01 18.94 15.57 10.43 5.29
21.91 17.90 14.36 11.00 5.31
23.19 17.38 16.51 11.47 7.44
23.49 17.68 13.17 12.21 8.57
22.12 17.16 12.90 11.65 8.32
20.08 16.91 14.93 11.80 10.64
20.04 13.43 15.34 11.18 14.05
20.43 11.96 17.08 11.23 13.98
19.59 12.96 15.41 10.27 15.55
19.02 12.20 16.23 10.34 18.68
24.20 16.79 15.74 10.69 7.76
Japan Sing China Korea US
6.33
5.58
5.53
6.16
6.18
5.76
5.02
5.30
4.93
5.07
4.54
5.07
5.28
5.16
Thai
8.27 4.51 6.47 3.68
7.54 4.96 5.04 4.30
7.54 4.05 4.92 4.34
7.89 4.74 4.32 3.66
8.57 4.38 6.16 4.22
6.50 3.74 4.49 3.52
5.68 4.22 5.43 4.53
6.12 4.91 6.64 4.88
6.29 4.42 4.85 5.16
6.82 4.96 5.34 3.76
7.35 4.78 4.97 3.68
6.73 4.51 5.47 4.43
4.84 4.74 4.72 3.95
5.31 4.60 6.13 3.63
AUS HK Ger Malaysia
CPI (2000)
100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00
100.29 99.90 100.02 100.20 101.06 99.96 100.80 99.54
100.00 100.76 100.09 101.62 101.86 100.76 104.55 98.92
99.84 101.26 100.23 102.22 102.41 100.84 104.87 98.86
99.54 101.69 100.40 104.04 103.39 101.40 105.99 98.03
99.48 101.59 100.79 105.26 104.47 102.44 106.87 98.18
98.86 101.06 100.96 105.66 104.32 101.84 108.15 96.82
98.17 100.83 100.81 106.67 104.69 102.00 109.11 95.44
98.60 101.16 100.54 108.09 105.83 102.81 109.90 95.10
98.43 101.16 100.35 108.59 106.28 102.77 110.62 94.51
98.34 101.19 100.19 109.10 106.61 103.37 111.42 94.02
97.94 101.52 100.31 111.02 107.69 104.05 112.86 93.62
98.37 101.36 100.48 111.73 108.08 104.53 112.86 92.78
99.22 101.59 100.99 105.86 104.61 102.40 107.19 97.90
Japan Sing China Korea US Thailand AUS Hongkon
49
g
102.86 101.54 97.62
100.00 100.00 100.00
100.14 100.03 98.46
100.76 100.17 97.37
101.08 100.84 98.00
101.70 101.54 98.63
102.64 101.60 97.67
102.75 102.04 98.22
103.72 103.01 101.15
103.94 103.58 101.60
104.05 103.64 101.81
103.98 103.84 102.60
104.92 104.35 105.09
104.81 104.51 105.25
Germany Malaysia VN
CPI div
100.00
101.86
102.70
101.88
100.93
101.85
101.64
100.65
97.06
97.04
96.68
95.85
93.20
93.46
100.00
101.46
103.49
103.33
103.10
104.01
104.07
102.89
99.69
99.56
99.36
98.63
96.61
96.30
102.28 104.31 104.50 102.90 107.01
101.79 105.49 104.83 102.81 107.46
103.20 107.77 106.96 104.89 109.42
103.46 108.45 107.17 104.91 109.81
99.67 105.46 103.50 100.85 107.87
98.95 106.38 104.16 101.18 108.17
98.56 106.66 104.39 100.94 108.66
97.65 106.34 103.91 100.75 108.60
95.46 105.65 102.48 99.01 107.40
95.46 106.15 102.69 99.31 107.23
102.79 107.58 106.21 103.69 110.11
100.00 100.00 100.00 100.00 100.00
101.58 101.76 102.63 101.52 102.37
102.80 104.36 104.62 103.48 107.38
100.00
101.09
101.59
100.88
99.39
100.52
100.30
98.58
94.36
93.60
92.83
91.64
89.08
88.15
103.15 102.89 100.00
103.11 102.95 100.00
105.09 104.03 100.00
105.37 104.02 100.00
102.55 101.84 100.00
102.30 101.94 100.00
102.20 101.80 100.00
101.34 101.21 100.00
99.84 99.29 100.00
99.58 99.30 100.00
104.61 103.89 100.00
100.00 100.00 100.00
101.71 101.59 100.00
103.48 102.87 100.00
Japan Singapor e China Korea US Thailand Australia Hongkon g Germany Malaysia VN
Exchange rate VND (2000)
95.08
87.87
90.08
94.66
86.18
96.55
95.04
96.70
96.75
97.34
86.15
100.00
100.59
99.21
102.46
98.75
99.67
103.90
101.17
106.14
105.57
108.43
106.92
107.85
99.61
100.00
99.56
99.80
103.23 90.28 103.21 90.19 94.44
103.45 86.18 103.43 87.34 83.53
105.59 89.99 105.57 88.29 88.48
106.72 90.10 106.69 90.89 86.75
108.47 90.46 108.45 94.30 95.21
108.97 100.31 108.95 99.19 101.63
109.16 98.31 109.14 95.20 97.96
109.55 102.13 109.54 95.97 102.43
109.84 96.81 109.82 96.89 109.48
110.24 102.17 110.22 99.27 121.49
107.29 90.32 107.27 91.71 90.46
100.00 100.00 100.00 100.00 100.00
100.17 99.36 100.16 96.80 99.02
101.07 100.27 101.09 90.53 90.70
100.00
100.06
100.96
103.08
103.29
105.42
106.51
107.12
108.27
108.79
108.94
109.37
109.65
110.06
100.00 100.00
100.20 100.16
92.75 101.09
100.53 103.21
95.63 103.43
93.71 105.57
101.98 106.69
98.96 107.27
99.04 108.45
113.77 108.95
112.65 109.14
120.25 109.54
125.25 109.82
131.84 110.22
Japan Singapor e China Korea US Thailand Australia Hongkon g Germany Malaysia
26.08 16.85 11.41 10.58
25.67 18.41 12.25 11.65
23.99 17.65 18.96 10.06
22.29 20.06 16.44 9.82
19.43 18.23 15.13 10.00
21.28 18.01 17.99 11.12
23.29 18.16 17.37 10.45
20.37 18.13 14.52 11.86
18.51 17.31 13.94 11.12
18.81 17.87 16.09 12.59
18.41 14.09 16.50 11.72
18.93 12.79 18.27 12.20
17.66 13.39 16.16 10.51
17.31 12.67 17.08 11.21
Japan Sing China Korea
5.82 6.33 8.27 4.51 6.47 3.68
5.91 5.48 7.65 5.01 5.13 4.37
5.43 5.18 7.35 4.16 4.72 4.51
5.70 5.72 7.97 4.93 4.48 3.88
5.75 5.55 7.69 4.50 6.08 4.49
8.40 5.33 6.29 3.97 4.42 3.87
9.77 4.77 5.66 4.45 5.62 5.05
9.33 5.04 6.29 5.02 6.74 5.38
12.07 4.95 6.91 4.50 5.65 5.73
16.01 4.88 7.26 5.02 6.15 4.18
15.92 4.39 8.17 4.79 6.06 4.08
17.50 4.87 7.92 4.41 6.84 4.83
21.14 5.20 6.31 4.60 6.19 4.33
8.88 4.92 5.05 4.91 6.58 4.03
50
US Thailand AUS HK Germany Malaysia
REER
100.00
101.53
102.00
101.28
96.85
100.69
100.20
98.68
105.18
104.22
105.60
104.08
106.04
103.63
51
4.Bảng tính tỷ giá hối đoái đa phương REER (tiếp theo) Nước Q3 2004
Q1 2004
Q2 2004
Q3 2003
Q4 2003
Q4 2004
Q1 2005
Q2 2005
Q3 2005
Q4 2005
Q1 2006
Trade
1,856.18 1,403.41 1,859.58 1,048.74 2,063.98 637.97 673.10 364.03 549.70 490.07
1,896.74 1,267.57 1,955.96 917.86 1,494.31 684.41 798.06 363.04 434.35 451.81
2,064.09 1,689.03 2,315.71 1,110.34 1,569.53 693.86 739.65 408.15 441.85 529.37
2,230.76 1,672.69 2,373.83 1,110.97 1,870.63 986.92 839.49 404.09 457.10 593.96
2,222.81 1,770.01 2,482.30 1,118.54 1,852.43 871.92 844.10 412.82 414.10 709.66
2,192.95 1,890.63 2,262.35 966.94 1,836.30 909.37 925.05 395.17 581.32 646.07
1,474.59 963.67 1,315.58 777.98 1,620.97 417.27 440.85 314.15 358.40 358.50
1,603.37 1,106.08 1,393.75 835.78 948.88 444.14 424.60 369.07 372.40 412.03
1,582.03 1,119.63 1,470.56 803.61 1,239.50 491.41 432.18 319.27 420.72 343.38
1,611.31 1,100.59 1,928.00 998.07 1,356.09 559.47 471.65 396.20 365.20 496.05
Japan Sing China Korea US Thailand AUS HK Germany Malaysia
2,045.18 1,480.08 2,236.06 1,117.09 1,499.13 684.85 766.57 374.90 423.38 510.11 Tỷ trọng thương mại 18.36 13.29 20.08 10.03 13.46 6.15 6.88 3.37 3.80 4.58
16.96 12.82 16.99 9.58 18.85 5.83 6.15 3.33 5.02 4.48
18.48 12.35 19.06 8.94 14.56 6.67 7.78 3.54 4.23 4.40
17.85 14.61 20.03 9.60 13.58 6.00 6.40 3.53 3.82 4.58
17.79 13.34 18.93 8.86 14.92 7.87 6.69 3.22 3.64 4.74
17.50 13.94 19.55 8.81 14.59 6.87 6.65 3.25 3.26 5.59
17.40 15.00 17.95 7.67 14.57 7.21 7.34 3.13 4.61 5.13
18.34 11.98 16.36 9.67 20.16 5.19 5.48 3.91 4.46 4.46
20.27 13.98 17.62 10.57 12.00 5.61 5.37 4.67 4.71 5.21
19.24 13.62 17.89 9.77 15.07 5.98 5.26 3.88 5.12 4.18
17.36 11.86 20.77 10.75 14.61 6.03 5.08 4.27 3.93 5.34
Japan Sing China Korea US Thai AUS HK Ger Malaysia
CPI (2000)
98.11 103.59 104.54 116.86 111.57 108.18 116.13 91.77 107.05 106.22 114.84
98.53 103.52 105.37 116.78 112.24 108.34 117.01 92.23 107.30 107.29 115.67
97.85 103.04 106.11 118.43 112.95 109.06 117.81 92.23 107.70 107.85 119.52
97.98 103.29 106.57 118.90 114.46 111.26 118.53 92.60 108.06 108.76 121.85
97.81 104.07 106.93 119.62 115.85 114.27 119.65 92.88 108.85 109.78 123.51
97.81 104.69 107.29 119.62 116.44 114.83 120.29 93.43 109.07 110.72 125.50
97.72 104.45 107.61 120.81 117.07 115.27 121.33 93.71 109.47 111.89 129.44
98.21 101.66 100.69 112.03 108.61 104.73 113.50 91.03 105.13 104.68 104.67
98.04 101.85 101.36 112.94 108.63 105.05 114.06 91.86 105.17 104.65 105.25
97.81 102.80 102.06 114.66 109.61 106.05 115.10 91.86 105.96 105.31 109.61
98.08 103.24 103.18 115.51 111.18 107.33 115.65 91.95 106.72 105.72 112.76
Japan Sing China Korea US Thailand AUS Hongkong Germany Malaysia VN
93.82 97.12 96.19 107.03 103.76 100.05 108.43 86.96 100.44 100.01 100.00
93.15 96.77 96.30 107.31 103.21 99.81 108.37 87.27 99.92 99.42 100.00
89.24 93.79 93.11 104.61 100.00 96.75 105.01 83.81 96.67 96.08 100.00
86.98 91.56 91.50 102.44 98.60 95.19 102.57 81.54 94.64 93.75 100.00
85.43 90.21 91.04 101.76 97.16 94.20 101.13 79.91 93.22 92.49 100.00
85.19 89.50 91.09 100.97 97.04 93.66 101.16 79.74 92.77 92.76 100.00
81.86 86.21 88.78 99.08 94.50 91.24 98.57 77.16 90.11 90.23 100.00
80.41 84.77 87.46 97.58 93.93 91.31 97.28 76.00 88.68 89.26 100.00
79.20 84.26 86.58 96.85 93.80 92.52 96.88 75.20 88.14 88.88 100.00
77.94 83.42 85.49 95.32 92.78 91.50 95.85 74.45 86.91 88.23 100.00
75.49 80.69 83.14 93.33 90.44 89.05 93.73 72.40 84.57 86.44 100.00
52
CPI div Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia VN
Exchange rate VND (2000)
105.31 110.02 110.65 106.39 110.63 104.70 124.26 111.25 134.94 110.63
109.97 112.45 111.29 103.18 111.26 106.25 137.82 111.59 147.10 111.26
113.48 114.48 111.84 107.86 111.82 107.27 140.15 111.70 143.08 111.82
109.20 111.98 111.84 107.02 111.81 103.39 127.21 111.61 142.27 111.81
106.84 113.90 112.07 107.58 112.04 102.20 132.25 111.86 145.54 112.04
114.06 118.04 112.23 119.88 112.20 108.59 144.34 112.38 159.97 112.20
110.95 117.24 112.55 122.55 112.52 108.77 143.45 112.33 152.70 112.52
108.12 115.16 112.79 121.63 112.76 103.30 142.23 112.98 142.74 112.76
105.74 115.03 115.64 120.08 113.04 104.32 142.16 113.45 142.49 113.96
101.52 116.86 116.06 123.70 113.14 104.25 137.10 113.63 139.72 113.74
102.15 120.34 117.00 128.97 113.30 110.41 133.96 113.69 143.55 116.80
Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia
REER
18.12 12.80 17.41 11.02 23.14 5.44 7.39 3.78 6.04 4.93 110.06
20.76 15.22 18.88 11.70 13.78 5.95 8.02 4.54 6.92 5.76 111.54
19.49 14.62 18.63 11.03 16.86 6.20 7.74 3.64 7.08 4.49 109.75
16.49 12.16 21.26 11.79 16.11 5.93 6.63 3.88 5.30 5.60 105.14
15.48 13.17 17.33 10.49 20.52 5.61 8.22 2.97 6.81 4.64 105.25
17.84 14.04 20.53 12.14 14.65 6.25 10.05 3.02 5.64 4.77 108.93
16.78 12.48 19.04 10.86 15.48 6.62 10.99 3.07 5.82 4.47 105.61
15.52 14.26 19.76 11.40 14.38 5.66 8.85 3.03 4.84 4.61 102.31
14.90 12.93 18.95 10.30 15.82 7.60 9.22 2.75 4.58 4.80 101.84
13.85 13.59 19.40 10.39 15.31 6.55 8.73 2.75 3.96 5.61 100.14
13.42 14.56 17.46 9.23 14.93 7.09 9.21 2.58 5.60 5.17 99.25
Japan Sing China Korea US Thailand AUS HK Germany Malaysia REER
53
Q3 2006
Q2 2006
Q1 2007
Q4 2006
Q3 2007
Q4 2007
Q1 2008
Q2 2008
Q3 2008
Q4 2008
2,675.97 2,589.12 4,181.31 1,606.97 2,741.19 1,093.30 915.62 604.12 637.79 923.84
2,647.12 1,803.44 3,009.95 1,235.76 2,328.03 1,048.38 1,146.28 544.25 638.74 639.30
2,485.86 2,120.82 3,036.92 1,352.09 2,393.45 964.63 1,040.73 504.97 929.78 641.25
2,541.53 2,067.28 2,701.15 1,291.52 2,455.07 1,049.60 1,636.92 475.01 642.49 710.81
2,560.60 2,324.25 2,660.66 1,257.08 2,212.69 957.25 1,136.15 479.37 497.24 739.82
3,880.01 2,687.73 5,153.86 1,940.68 3,383.72 1,508.41 1,826.90 728.53 784.77 1,203.22
4,029.70 3,095.12 5,331.63 2,262.21 3,349.20 1,590.04 1,550.99 723.37 1,009.26 1,109.26
4,273.80 3,547.82 5,557.09 2,543.52 3,478.08 1,587.54 1,536.04 889.70 813.25 1,411.18
4,516.39 3,148.20 4,843.56 2,227.16 3,908.17 1,773.79 1,578.20 928.16 918.57 1,144.16
4,255.95 2,261.06 4,455.52 1,817.81 3,768.35 1,303.14 920.47 969.28 812.32 886.80
4.Bảng tính tỷ giá hối đoái đa phương REER (tiếp theo) Nước Q2 2007 Trade Japan Sing China Korea US Thailand AUS HK Germany Malaysia
3,237.07 2,450.42 3,984.00 1,684.06 3,286.64 1,207.86 1,078.35 695.58 811.07 1,076.59 Tỷ trọng thương mại 16.59 12.56 20.42 8.63 16.84 6.19 5.53 3.56 4.16 5.52
14.89 14.41 23.27 8.94 15.25 6.08 5.10 3.36 3.55 5.14
17.27 15.68 17.95 8.48 14.93 6.46 7.66 3.23 3.35 4.99
16.32 13.28 17.35 8.29 15.77 6.74 10.51 3.05 4.13 4.56
17.60 11.99 20.01 8.22 15.48 6.97 7.62 3.62 4.25 4.25
16.07 13.71 19.63 8.74 15.47 6.24 6.73 3.26 6.01 4.14
16.80 11.64 22.31 8.40 14.65 6.53 7.91 3.15 3.40 5.21
16.75 12.87 22.17 9.41 13.93 6.61 6.45 3.01 4.20 4.61
16.67 13.84 21.68 9.92 13.57 6.19 5.99 3.47 3.17 5.50
18.08 12.60 19.38 8.91 15.64 7.10 6.32 3.71 3.68 4.58
19.84 10.54 20.77 8.47 17.57 6.08 4.29 4.52 3.79 4.13
Japan Sing China Korea US Thai AUS HK Ger Malaysia
CPI (2000)
98.08 105.55 110.60 124.62 122.20 120.24 125.80 95.74 112.32 114.91 140.47
98.27 107.76 112.29 125.46 122.54 120.36 126.68 96.58 112.94 115.72 143.75
98.14 104.55 107.98 121.65 119.05 118.04 123.24 94.54 110.12 113.24 130.85
98.40 104.86 108.32 122.60 119.71 118.40 124.36 95.00 110.41 113.67 132.38
98.14 105.28 108.88 122.24 118.69 118.56 124.20 95.47 110.52 114.08 133.92
97.62 105.00 109.62 123.31 119.90 118.08 124.28 95.28 111.46 114.84 137.90
98.66 109.62 110.16 126.29 123.41 122.04 127.88 98.80 113.88 116.59 148.19
98.57 111.99 114.13 127.96 124.81 124.09 129.55 99.63 114.71 117.79 160.51
99.41 113.44 114.33 130.58 127.55 129.26 131.47 101.20 115.58 120.49 174.91
100.39 114.78 114.10 132.37 129.04 129.14 132.99 101.02 116.41 125.44 183.62
99.67 115.50 112.98 132.01 125.39 124.69 132.59 101.02 115.76 123.48 183.12
Japan Sing China Korea US Thailand AUS Hongkong Germany Malaysia VN
75.00 79.90 82.52 92.97 90.98 90.21 94.19 72.25 84.16 86.54 100.00
74.33 79.21 81.82 92.61 90.43 89.43 93.94 71.76 83.40 85.87 100.00
73.28 78.61 81.30 91.28 88.63 88.53 92.74 71.29 82.52 85.18 100.00
70.79 76.14 79.49 89.42 86.95 85.62 90.12 69.09 80.82 83.28 100.00
69.82 75.14 78.74 88.72 86.99 85.60 89.55 68.16 79.96 81.80 100.00
68.36 74.96 78.11 87.27 85.24 83.73 88.12 67.18 78.56 80.50 100.00
66.58 73.97 74.33 85.22 83.28 82.36 86.29 66.67 76.84 78.67 100.00
61.41 69.77 71.10 79.72 77.76 77.31 80.71 62.07 71.46 73.38 100.00
56.84 64.86 65.37 74.66 72.93 73.90 75.16 57.86 66.08 68.89 100.00
54.67 62.51 62.14 72.09 70.27 70.33 72.42 55.01 63.40 68.32 100.00
54.43 63.07 61.70 72.09 68.47 68.09 72.40 55.16 63.21 67.43 100.00
54
CPI div Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia VN
Exchange rate VND (2000)
104.75 123.03 117.79 131.02 113.76 112.63 139.65 114.05 151.39 117.63
102.30 123.32 119.17 133.07 113.85 114.80 140.64 113.82 150.87 117.41
101.57 127.94 121.01 135.78 114.14 119.72 149.17 114.31 157.36 122.82
102.53 129.11 121.98 133.96 113.96 123.21 151.88 113.60 158.87 125.30
98.57 128.70 124.74 136.94 114.75 125.76 160.84 114.36 162.22 126.23
105.34 132.00 126.20 138.38 114.49 125.89 166.91 114.78 169.94 127.33
105.85 135.96 129.20 134.69 114.00 127.82 165.98 113.77 175.66 131.01
121.22 142.80 135.21 128.02 114.64 137.76 173.80 114.64 189.74 136.66
119.16 151.22 144.57 126.65 119.78 135.25 190.43 119.56 197.66 139.35
119.95 141.93 143.51 108.30 118.19 131.42 156.08 118.50 176.96 129.90
145.04 148.52 150.62 109.19 124.35 134.71 142.28 124.92 181.15 136.41
Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia
REER
13.57 15.41 17.44 10.33 15.45 6.56 10.08 2.66 4.27 5.08 100.86
12.41 12.97 16.92 10.22 16.23 6.92 13.89 2.49 5.19 4.60 101.84
13.10 12.06 19.69 10.18 15.66 7.39 10.54 2.95 5.51 4.45 101.53
11.66 13.48 19.03 10.47 15.33 6.58 9.21 2.56 7.72 4.33 100.36
10.25 13.93 22.85 10.86 15.23 6.55 7.34 2.62 4.60 5.31 99.55
11.95 12.43 20.13 10.42 16.44 6.52 8.13 2.75 5.55 5.66 99.97
11.84 11.70 21.43 9.64 13.91 6.87 11.33 2.39 4.59 5.37 99.07
12.47 12.82 21.31 9.60 12.41 7.04 9.05 2.14 5.69 4.63 97.16
11.29 13.57 20.48 9.38 11.85 6.19 8.58 2.40 4.14 5.28 93.17
11.85 11.18 17.29 6.96 12.99 6.56 7.14 2.42 4.12 4.06 84.58
15.66 9.87 19.30 6.67 14.96 5.57 4.42 3.11 4.34 3.80 87.71
Japan Sing China Korea US Thailand AUS HK Germany Malaysia REER
55
4.Bảng tính tỷ giá hối đoái đa phương REER (tiếp theo) Nước
Q1 2009 Q2 2009 Q3 2009 Q4 2009 Q1 2010 Q2 2010 Q3 2010 Q4 2010 Q1 2011 Q2 2011 Q3 2011 Q4 2011
2,820.18 1,310.27 3,821.99 1,798.54 3,180.82 980.52 684.67 347.95 768.12 895.71
3,048.53 1,588.59 4,880.16 2,227.72 3,442.58 1,429.75 874.93 420.06 767.34 1,123.55
3,692.72 1,711.87 5,826.26 2,383.48 3,886.82 1,602.65 864.92 478.93 900.40 1,033.82
4,198.48 1,713.89 6,821.58 2,631.11 3,854.95 1,767.22 902.23 612.80 1,036.85 1,133.25
3,513.47 1,538.53 5,437.40 2,385.39 3,649.46 1,476.67 903.49 475.02 923.91 1,097.88
4,401.52 1,612.97 6,985.84 3,453.39 5,054.91 1,726.14 817.93 574.79 1,103.63 1,271.34
4,782.68 1,355.24 8,313.15 3,890.34 4,899.40 1,405.80 1,266.29 719.87 1,212.21 1,801.55
4,343.46 2,053.32 7,341.58 4,105.28 4,570.43 1,773.31 1,008.48 640.25 1,101.91 1,544.26
4,925.32 2,514.15 8,681.16 4,265.37 5,418.45 2,127.93 1,127.69 701.48 1,378.63 1,649.86
5,764.28 1,909.93 9,466.14 4,608.13 5,812.21 2,402.05 1,525.46 791.07 1,540.18 1,621.64
6,148.75 2,198.83 10,231.43 4,912.59 5,655.88 1,872.55 980.75 1,042.66 1,544.74 1,936.38
Japan Sing China Korea US Thailand AUS HK Germany Malaysia
16.98 7.89 23.01 10.83 19.15 5.90 4.12 2.09 4.62 5.39
15.39 8.02 24.64 11.25 17.38 7.22 4.42 2.12 3.87 5.67
16.50 7.65 26.03 10.65 17.37 7.16 3.86 2.14 4.02 4.62
17.02 6.95 27.65 10.66 15.62 7.16 3.66 2.48 4.20 4.59
16.30 5.97 25.87 12.79 18.72 6.39 3.03 2.13 4.09 4.71
16.42 7.19 25.41 11.15 17.05 6.90 4.22 2.22 4.32 5.13
16.13 4.57 28.04 13.12 16.53 4.74 4.27 2.43 4.09 6.08
15.25 7.21 25.78 14.41 16.05 6.23 3.54 2.25 3.87 5.42
15.02 7.67 26.47 13.01 16.52 6.49 3.44 2.14 4.20 5.03
16.26 5.39 26.71 13.00 16.40 6.78 4.30 2.23 4.35 4.58
16.83 6.02 28.01 13.45 15.49 5.13 2.69 2.85 4.23 5.30
Japan Sing China Korea US Thai AUS HK Ger Malaysia
98.43 114.87 113.46 132.96 124.76 123.73 132.75 101.39 115.65 122.16 185.44
98.43 113.73 112.55 134.27 126.09 125.65 133.39 101.11 115.87 122.06 186.64
98.14 114.76 112.58 134.99 126.94 126.25 134.66 100.18 116.12 122.56 188.07
97.65 115.10 113.59 135.23 127.20 127.09 135.38 102.40 116.26 123.26 191.54
Trade 4,046.08 1,715.72 6,591.24 3,124.45 4,401.28 1,636.52 1,159.94 554.88 875.38 1,335.75 Tỷ trọng thương mại 15.90 6.74 25.91 12.28 17.30 6.43 4.56 2.18 3.44 5.25 CPI (2000) 97.52 117.28 115.64 137.73 128.32 129.73 137.46 103.70 117.09 124.04 202.42
97.36 118.58 116.28 138.92 128.44 130.41 138.42 102.40 117.49 124.88 204.22
97.29 115.90 115.78 136.54 127.71 128.38 136.58 103.33 116.59 123.84 199.35
97.75 119.69 118.88 140.11 128.81 130.74 138.98 105.30 118.00 125.66 212.31
97.07 121.86 121.77 142.19 130.44 132.24 141.13 107.41 119.01 127.28 224.86
97.31 122.78 122.42 143.29 132.72 135.05 142.41 109.36 119.84 128.20 241.64
97.30 125.15 123.77 144.86 133.26 135.80 143.29 108.33 120.38 129.07 250.24
97.07 126.34 124.39 145.09 133.06 135.93 143.29 111.53 120.74 129.69 254.40
Japan Sing China Korea US Thailand AUS Hongkong Germany Malaysia VN
53.08 61.94 61.18 71.70 67.28 66.72 71.58 54.67 62.36 65.88 100.00
52.74 60.93 60.30 71.94 67.56 67.32 71.47 54.17 62.08 65.40 100.00
52.18 61.02 59.86 71.78 67.50 67.13 71.60 53.27 61.74 65.17 100.00
50.98 60.09 59.30 70.60 66.41 66.35 70.68 53.46 60.70 64.35 100.00
47.67 58.06 56.94 68.02 62.89 63.86 67.78 50.14 57.53 61.15 100.00
46.04 56.37 55.99 65.99 60.67 61.58 65.46 49.60 55.58 59.19 100.00
43.17 54.20 54.15 63.23 58.01 58.81 62.77 47.77 52.93 56.61 100.00
40.27 50.81 50.66 59.30 54.92 55.89 58.93 45.26 49.59 53.05 100.00
38.88 50.01 49.46 57.89 53.25 54.27 57.26 43.29 48.11 51.58 100.00
38.16 49.66 48.90 57.03 52.30 53.43 56.33 43.84 47.46 50.98 100.00
56
CPI div Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia VN
136.60 143.22 153.32 101.20 126.60 134.90 143.70 127.18 176.36 131.91
139.65 150.09 153.40 109.90 126.59 140.85 169.64 127.17 187.29 136.56
149.60 154.22 153.81 119.11 126.87 143.14 184.41 127.45 194.47 138.76
151.10 160.95 159.33 124.81 131.41 149.11 194.65 131.93 198.17 145.82
176.00 180.92 171.32 134.51 138.67 172.65 221.39 139.11 198.11 170.67
180.21 185.14 173.34 135.15 138.67 173.88 232.75 138.88 193.96 170.89
189.34 202.58 187.76 149.96 148.70 185.56 253.78 148.74 221.10 186.74
192.29 205.05 187.58 151.90 146.64 180.30 260.07 146.72 222.88 184.48
204.65 195.85 193.01 139.09 148.16 179.72 239.33 148.05 208.74 176.43
203.74 197.69 196.55 143.65 149.59 178.46 250.91 149.99 203.11 178.93
Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia
12.31 7.00 21.59 7.86 16.31 5.31 4.24 1.46 5.09 4.69 85.85
11.34 7.34 22.80 8.89 14.87 6.85 5.36 1.46 4.51 5.07 88.47
12.88 7.20 23.97 9.10 14.87 6.88 5.10 1.45 4.83 4.18 90.46
13.11 6.72 26.12 9.40 13.64 7.09 5.03 1.75 5.05 4.31 92.22
Japan Sing China Korea US Thailand AUS HK Germany Malaysia REER
12.35 6.96 24.31 10.14 14.84 7.06 5.94 1.57 4.84 5.03 93.03
13.68 6.27 25.24 11.70 16.33 7.05 4.55 1.48 4.66 4.91 95.87
13.39 4.77 27.22 11.70 13.90 5.08 6.51 1.67 4.41 6.15 94.79
12.46 7.91 26.21 13.67 13.84 6.79 5.64 1.60 4.53 5.73 98.39
11.63 7.99 25.16 11.72 13.31 6.54 5.27 1.42 4.65 4.92 92.61
12.94 5.28 25.50 10.47 12.94 6.61 5.90 1.43 4.36 4.16 89.59
13.09 5.91 26.92 11.02 12.12 4.89 3.79 1.88 4.08 4.84 88.53
48.18 48.80 57.94 58.14 57.13 58.08 68.04 68.49 63.39 64.06 64.09 64.40 67.91 68.51 51.23 51.83 57.85 58.48 61.28 62.12 100.00 100.00 Exchange rate VND (2000) 162.23 154.18 166.57 166.43 165.54 164.73 124.09 132.79 135.79 135.83 158.48 158.86 191.14 205.46 135.80 136.20 174.43 191.65 158.41 157.70 REER 12.43 6.51 24.50 10.37 14.89 6.53 5.92 1.52 3.47 5.10 91.24
57
5. BẢNG TÍNH GDPw, GDPvn
Nước
Q1 2000
Q2 2000
Q3 2000
Q4 2000
Q1 2001
Q2 2001
Q3 2001
Q4 2001
Q1 2002
Q2 2002
Q3 2002
Q4 2002
Q1 2003
Q2 2003
Q3 2003
Q4 2003
GDP theo quý của các đối tác thương mại chính
99.86 93.70
99.76 99.28
98.93 93.57
99.83 99.19
100.97 100.68 100.37 99.49 104.66 106.49 106.20 103.70
99.32
99.72 101.02 104.05 102.54
101.02 106.13 103.18
100.65 97.86
96.79
101.65 101.81 102.06 101.98 100.26 104.37 100.98 102.79 101.08 106.92
100.16 102.16 102.06 101.27 101.95 98.33 100.73 98.61 101.11 102.35
99.73 104.57 102.01 102.50 100.08 95.51 100.01 100.71 99.90 103.36
100.71 100.94 101.37 98.93 100.59 96.57 99.47 99.77 99.94 102.58
100.68 101.19 100.44 104.46 104.61 98.42 108.50 107.80 107.00 106.60 108.90 108.00 108.10 108.10 110.80 107.90 109.60 101.43 101.32 101.39 100.24 103.46 101.82 101.37 101.08 100.11 101.56 99.67 100.35 100.85 100.53 100.51 100.03 100.42 100.85 101.65 102.34 97.79 99.64 101.39 100.74 101.28 100.90 100.89 101.39 100.52 100.78 100.07 101.12 101.22 110.46 91.41 96.05 100.48 101.47 100.13 99.91 102.82 104.64 93.39
101.02 104.23 101.34 100.19 99.69 99.44 103.06 102.64
102.63 105.73 101.78 99.81 100.29 100.39 107.24 107.33 100.46
90.26 99.64 97.68
89.50 99.22 98.14
101.04 108.45 109.90 102.65 100.90 107.23 101.61 103.81 100.40 103.49
Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia
Tỷ trọng thương mại
Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia
0.26 0.17 0.11 0.11 0.06 0.06 0.08 0.05 0.06 0.04 1.00
0.25 0.18 0.12 0.12 0.06 0.06 0.08 0.05 0.05 0.04 1.00
0.24 0.17 0.18 0.10 0.05 0.06 0.08 0.04 0.05 0.04 1.00
0.23 0.19 0.16 0.10 0.05 0.06 0.08 0.05 0.04 0.04 1.00
0.22 0.18 0.14 0.11 0.05 0.06 0.09 0.04 0.06 0.04 1.00
0.23 0.17 0.17 0.11 0.07 0.06 0.06 0.04 0.04 0.04 1.00
0.24 0.17 0.16 0.11 0.08 0.05 0.05 0.05 0.06 0.04 1.00
0.23 0.18 0.13 0.12 0.09 0.05 0.06 0.04 0.05 0.05 1.00
0.22 0.17 0.13 0.12 0.08 0.05 0.06 0.05 0.07 0.05 1.00
0.20 0.17 0.15 0.12 0.11 0.05 0.06 0.04 0.05 0.05 1.00
0.20 0.13 0.15 0.11 0.14 0.05 0.07 0.05 0.05 0.04 1.00
0.20 0.12 0.17 0.11 0.14 0.05 0.07 0.05 0.05 0.04 1.00
0.20 0.13 0.15 0.10 0.16 0.05 0.07 0.05 0.05 0.04 1.00
0.19 0.12 0.16 0.10 0.19 0.05 0.05 0.05 0.05 0.04 1.00
0.18 0.12 0.16 0.10 0.20 0.05 0.05 0.04 0.04 0.04 1.00
0.20 0.14 0.18 0.11 0.12 0.06 0.05 0.05 0.05 0.05 1.00
102.00 105.62 100.26 100.00
100.99 106.72 101.95 101.53
101.25 106.92 100.08 102.00
100.30 107.57 100.59 101.28
101.87 101.38 100.28 100.08 101.02 102.93 103.14 102.75 101.61 101.29 103.49 107.14 106.90 106.94 106.68 106.59 107.04 107.11 107.43 106.80 106.46 108.11 100.35 100.85 100.53 100.51 100.03 100.42 100.85 101.65 99.67 105.18 104.22 105.60 104.08 106.04 110.06 96.85
100.65 99.72 100.69 103.63 100.20
98.68
104.40 107.88 100.90 111.54
GDPw GDPvn GDPus REER
58
5. BẢNG TÍNH GDPw, GDPvn (Tiếp theo)
Nước
Q1 2004
Q2 2004
Q3 2004
Q4 2004
Q1 2005
Q1 2006
Q3 2005
Q2 2005
Q3 2006
Q4 2006
Q1 2007
Q2 2007
Q3 2007
Q4 2007
99.59
99.10
98.59
97.67
101.06 109.59 110.40 100.83 100.66 101.31 100.83 93.42 100.01 99.85
99.92 113.04 109.60 100.78 100.64 99.01 100.73 100.83 100.32 105.54
100.18 107.74 109.10 100.39 100.74 102.43 100.77 105.46 99.85 105.40
99.73 100.22 101.28 100.39 107.17 104.28 106.68 108.77 109.50 110.50 110.10 109.80 100.65 100.83 101.49 101.55 100.82 101.03 100.45 100.79 107.82 105.25 100.69 100.67 100.63 101.33 103.16 107.53 105.43 100.65 100.77 100.01 104.02 107.79 101.26
93.02 99.88 97.87
100.43 108.31 111.50 100.61 100.41 97.50 100.30 100.44 101.47 103.94
100.43 110.63 111.40 101.62 101.26 102.34 100.24 93.50 101.13 98.69
99.93 107.72 110.60 101.49 100.01 102.40 100.93 107.08 100.97 105.73
101.28 106.98 110.40 100.84 100.68 105.35 101.67 106.63 101.29 99.00
101.00 100.14 100.92 107.59 108.59 109.48 105.49 113.00 114.00 113.00 112.00 101.40 101.45 101.15 101.65 100.14 100.90 100.73 100.42 102.26 102.94 107.87 101.70 100.75 100.82 100.64 101.21 109.87 107.85 93.35 100.62 100.53 100.86 100.36 106.54 107.52 106.55 97.98
Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia
Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia
0.19 0.14 0.18 0.10 0.15 0.06 0.05 0.04 0.05 0.04 1.00
0.17 0.12 0.21 0.11 0.15 0.06 0.05 0.04 0.04 0.05 1.00
0.17 0.13 0.17 0.10 0.19 0.06 0.06 0.03 0.05 0.04 1.00
0.18 0.13 0.20 0.10 0.13 0.06 0.07 0.03 0.04 0.05 1.00
0.18 0.12 0.19 0.09 0.15 0.07 0.08 0.04 0.04 0.04 1.00
Q2 Q4 2006 2005 GDP theo quý của các đối tác thương mại chính 100.16 109.32 109.90 101.21 100.51 106.95 100.66 104.73 100.32 100.94 Tỷ trọng thương mại 0.18 0.18 0.14 0.13 0.20 0.19 0.09 0.09 0.15 0.15 0.07 0.08 0.07 0.07 0.03 0.03 0.03 0.04 0.06 0.05 1.00 1.00
0.17 0.15 0.18 0.08 0.15 0.07 0.07 0.03 0.05 0.05 1.00
0.18 0.15 0.20 0.10 0.14 0.06 0.06 0.04 0.04 0.05 1.00
0.17 0.16 0.18 0.08 0.15 0.06 0.08 0.03 0.03 0.05 1.00
0.16 0.13 0.17 0.08 0.16 0.07 0.11 0.03 0.04 0.05 1.00
0.18 0.12 0.20 0.08 0.15 0.07 0.08 0.04 0.04 0.04 1.00
0.16 0.14 0.20 0.09 0.15 0.06 0.07 0.03 0.06 0.04 1.00
0.15 0.14 0.23 0.09 0.15 0.06 0.05 0.03 0.04 0.05 1.00
0.17 0.13 0.20 0.09 0.17 0.06 0.06 0.04 0.04 0.06 1.00
0.17 0.12 0.22 0.08 0.15 0.07 0.08 0.03 0.03 0.05 1.00
103.41 106.98 100.66 109.75
104.03 107.08 100.64 105.14
103.35 108.00 100.74 105.25
103.75 102.44 103.71 104.49 108.81 107.44 108.04 109.26 100.82 101.03 100.45 100.79 108.93 105.61 102.31 101.84
103.99 107.35 101.26 99.25
103.67 107.42 100.41 100.86
103.75 108.78 100.01 101.84
104.07 109.03 100.68 101.53
103.89 105.07 105.03 104.84 107.66 107.99 108.73 109.10 100.14 100.90 100.73 100.42 99.07 100.36
99.55
99.97
GDPw GDPvn GDPus REER
104.18 108.85 100.51 100.14
59
Nước
5. BẢNG TÍNH GDPw, GDPvn (Tiếp theo) Q1 Q2 2009 2008
Q4 2008
Q3 2008
Q1 2008
Q2 2009
Q3 2009
Q4 2009
Q1 2010
Q3 2010
Q4 2010
Q1 2011
Q2 2011
Q3 2011
Q4 2011
Q2 2010 GDP theo quý của các đối tác thương mại chính
99.53
98.00
96.03 90.49
96.81 95.77
101.63 96.69
99.98 100.56
101.93 101.27 101.34 100.76 100.00 98.10
101.75 104.12 100.54 102.28 105.13 101.56 101.64
99.92 99.84
96.54
100.75 103.74 102.28 100.63 102.34 99.57
93.84
97.83
101.81 100.08 100.66 98.90 98.80 96.80 106.66 102.51 100.04 110.60 110.10 109.00 106.80 106.20 107.90 109.10 110.70 108.90 112.02 105.33 112.22 103.37 103.43 103.36 102.96 95.35 100.11 102.51 103.44 100.17 102.23 101.39 100.66 100.63 101.31 100.84 100.84 100.33 100.95 100.35 100.17 97.70 100.36 100.99 100.58 100.56 100.64 100.59 100.02 100.61 100.32 101.01 98.66 99.07 100.33 99.56 95.80 99.60 100.43 100.00 100.97 87.17 102.30 106.80 106.69 99.37 100.76 100.05 100.92 100.94 100.57 100.56 100.26 100.75 101.15 100.11 100.63 101.37 101.13 100.50 110.46 106.07 102.96 102.59 100.83 100.14 87.67 106.65 101.13 97.97 91.69 99.86 95.92 97.97 99.60 99.56 101.01 97.29 88.00 90.57 107.37 105.13 99.64
98.27
Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia
Japan Singapore China Korea US Thailand Australia Hongkong Germany Malaysia
0.17 0.13 0.22 0.09 0.14 0.07 0.06 0.03 0.04 0.05 1.00
0.17 0.14 0.22 0.10 0.14 0.06 0.06 0.03 0.03 0.06 1.00
0.18 0.13 0.19 0.09 0.16 0.07 0.06 0.04 0.04 0.05 1.00
0.20 0.11 0.21 0.08 0.18 0.06 0.04 0.05 0.04 0.04 1.00
0.17 0.08 0.23 0.11 0.19 0.06 0.04 0.02 0.05 0.05 1.00
101.78 106.40 107.20 100.25 100.79 100.91 100.66 102.21 100.70 100.60 101.23 100.46 100.36 103.51 107.73 106.38 101.95 103.79 105.18 108.62 101.50 100.47 Tỷ trọng thương mại 0.17 0.16 0.07 0.08 0.28 0.26 0.11 0.11 0.16 0.17 0.07 0.07 0.04 0.04 0.02 0.02 0.04 0.04 0.05 0.05 1.00 1.00
0.16 0.07 0.25 0.11 0.17 0.07 0.04 0.02 0.04 0.05 1.00
0.15 0.08 0.25 0.11 0.17 0.07 0.04 0.02 0.04 0.06 1.00
0.15 0.08 0.26 0.13 0.17 0.06 0.03 0.02 0.04 0.05 1.00
0.16 0.07 0.26 0.12 0.17 0.06 0.05 0.02 0.03 0.05 1.00
0.15 0.07 0.26 0.14 0.16 0.06 0.04 0.02 0.04 0.05 1.00
0.16 0.05 0.28 0.13 0.17 0.05 0.04 0.02 0.04 0.06 1.00
0.16 0.05 0.27 0.13 0.16 0.07 0.04 0.02 0.04 0.05 1.00
0.16 0.06 0.26 0.13 0.19 0.06 0.03 0.02 0.04 0.05 1.00
0.17 0.06 0.28 0.13 0.15 0.05 0.03 0.03 0.04 0.05 1.00
98.84
98.67
103.22 102.75 102.00 102.44 103.56 104.36 103.23 103.81 102.23 104.41 101.84 101.41 101.70 100.06 107.52 105.82 106.47 105.40 103.14 104.46 106.04 106.91 105.84 106.44 107.18 107.34 105.40 105.70 106.10 105.89 100.36 100.99 100.58 100.56 100.64 100.59 100.02 100.61 100.32 101.01 99.56 88.53 90.46 97.16
100.33 93.17
99.92 88.47
98.66 85.85
97.70 87.71
99.07 84.58
92.22
93.03
91.24
89.59
95.87
92.61
98.39
94.79
GDPw GDPvn GDPus REER
PHỤ LỤC 2: Kết quả kiểm định tính dừng ADF các biến
1. Kiểm định tính dừng của Biến Ln(REER). Kết quả cho thấy chuỗi ln(REER)
Null Hypothesis: LNREER has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
Prob.*
t-Statistic
0.7249
-1.057148
Augmented Dickey-Fuller test statistic
-3.577723
Test critical values:
1% level
-2.925169
5% level
-2.600658
10% level
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(LNREER)
Method: Least Squares
Date: 28/11/12 Time: 22:36
Sample (adjusted): 2 48
Included observations: 47 after adjustments
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LNREER(-1)
-0.070118
0.066328
-1.057148
0.2961
C
0.319494
0.304871
1.047966
0.3003
R-squared
0.024233 Mean dependent var
-0.002766
0.030123
Adjusted R-squared
0.002549 S.D. dependent var
S.E. of regression
0.030085 Akaike info criterion
-4.127981
Sum squared resid
0.040729 Schwarz criterion
-4.049251
Log likelihood
99.00755 Hannan-Quinn criter.
-4.098354
F-statistic
1.117562 Durbin-Watson stat
1.966732
Prob(F-statistic)
0.296086
là không dừng.
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(LNREER) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic -6.855714 -3.581152 -2.926622 -2.601424
1% level 5% level 10% level
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNREER,2) Method: Least Squares Date: 29/11/12 Time: 01:11 Sample (adjusted): 3 48 Included observations: 46 after adjustments
Std. Error
t-Statistic
Prob.* 0.0000 Prob.
0.150914 0.004544
-6.855714 -0.688031
0.0000 0.4950
Variable D(LNREER(-1)) C
Coefficient -1.034626 -0.003126
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.516488 Mean dependent var 0.505499 S.D. dependent var 0.030720 Akaike info criterion 0.041524 Schwarz criterion 95.96158 Hannan-Quinn criter. 47.00082 Durbin-Watson stat 0.000000
-0.000652 0.043686 -4.085286 -4.005780 -4.055502 1.996027
61
62
2. Kiểm định tính dừng của biến Ln(GDPvn). Kết quả cho thấy biến Ln(GDPvn)
Null Hypothesis: LNGDPVN has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
1% level 5% level 10% level
t-Statistic -2.879951 -3.577723 -2.925169 -2.600658
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNGDPVN) Method: Least Squares Date: 29/11/12 Time: 01:16 Sample (adjusted): 2 48 Included observations: 47 after adjustments
t-Statistic
Std. Error
Coefficient
-0.311258 1.454503
0.108078 0.505046
Prob.* 0.0553 Prob. 0.0061 0.0061
Variable LNGDPVN(-1) C
0.000000 0.008847 -6.723149 -6.644419 -6.693523 1.939793
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
-2.879951 2.879943 0.155629 Mean dependent var 0.136865 S.D. dependent var 0.008219 Akaike info criterion 0.003040 Schwarz criterion 159.9940 Hannan-Quinn criter. 8.294118 Durbin-Watson stat 0.006070
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
là không dừng ở mức ý nghĩa 1% và 5% và dừng tại sai phân bậc 1.
1% level 5% level 10% level
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Prob.* 0.0031
Null Hypothesis: D(LNGDPVN) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 6 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic -4.047459 -3.605593 -2.936942 -2.606857
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNGDPVN,2) Method: Least Squares Date: 29/11/12 Time: 01:19 Sample (adjusted): 9 48 Included observations: 40 after adjustments
Std. Error
t-Statistic
Prob.
0.0003 0.0770 0.0951 0.0767 0.0044 0.0023 0.0532 0.7521
0.537440 0.475318 0.435713 0.397025 0.322158 0.254315 0.175091 0.001137
-4.047459 1.827238 1.720083 1.828941 3.066481 3.308646 2.007508 -0.318539
Variable D(LNGDPVN(-1)) D(LNGDPVN(-1),2) D(LNGDPVN(-2),2) D(LNGDPVN(-3),2) D(LNGDPVN(-4),2) D(LNGDPVN(-5),2) D(LNGDPVN(-6),2) C
Coefficient -2.175265 0.868519 0.749463 0.726136 0.987890 0.841437 0.351497 -0.000362
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.777312 Mean dependent var 0.728599 S.D. dependent var 0.007176 Akaike info criterion 0.001648 Schwarz criterion 145.1852 Hannan-Quinn criter. 15.95695 Durbin-Watson stat 0.000000
0.000000 0.013775 -6.859260 -6.521484 -6.737131 1.847031
63
3. Kiểm định tính dừng của biến Ln(GDPw). Kết quả cho thấy biến Ln(GDPw)
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
Null Hypothesis: LNGDPW has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic -2.718304 -3.577723 -2.925169 -2.600658
1% level 5% level 10% level
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Prob.* 0.0785
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNGDPW) Method: Least Squares Date: 29/11/12 Time: 01:24 Sample (adjusted): 2 48 Included observations: 47 after adjustments
là không dừng ở mức ý nghĩa 1% và 5% và dừng tại sai phân bậc 1.
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Coefficient -0.302562 1.400952
0.111305 0.515536
-2.718304 2.717464
0.0093 0.0093
Variable LNGDPW(-1) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.141044 Mean dependent var 0.121956 S.D. dependent var 0.011386 Akaike info criterion 0.005834 Schwarz criterion 144.6752 Hannan-Quinn criter. 7.389176 Durbin-Watson stat 0.009286
-0.000426 0.012151 -6.071287 -5.992557 -6.041660 1.683273
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(LNGDPW) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic -6.537064 -3.581152 -2.926622 -2.601424
1% level 5% level 10% level
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNGDPW,2) Method: Least Squares Date: 29/11/12 Time: 01:25 Sample (adjusted): 3 48 Included observations: 46 after adjustments
Std. Error
t-Statistic
Prob.* 0.0000 Prob.
0.150740 0.001819
-6.537064 -0.117751
0.0000 0.9068
Coefficient -0.985394 -0.000214
Variable D(LNGDPW(-1)) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.492697 Mean dependent var 0.481168 S.D. dependent var 0.012337 Akaike info criterion 0.006696 Schwarz criterion 137.9298 Hannan-Quinn criter. 42.73321 Durbin-Watson stat 0.000000
0.000000 0.017127 -5.909993 -5.830487 -5.880210 1.981122
64
65
4. Kiểm định tính dừng của biến Ln(EXM). Kết quả cho thấy biến Ln(EXM) là
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
Null Hypothesis: LNEXM has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic -4.988318 -3.577723 -2.925169 -2.600658
1% level 5% level 10% level
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNEXM) Method: Least Squares Date: 29/11/12 Time: 01:26 Sample (adjusted): 2 48 Included observations: 47 after adjustments
Std. Error
t-Statistic
Prob.* 0.0002 Prob.
0.142715 0.030020
-4.988318 -2.227164
0.0000 0.0310
Variable LNEXM(-1) C
Coefficient -0.711907 -0.066859
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.356069 Mean dependent var 0.341760 S.D. dependent var 0.184300 Akaike info criterion 1.528497 Schwarz criterion 13.81767 Hannan-Quinn criter. 24.88332 Durbin-Watson stat 0.000010
-0.000213 0.227161 -0.502880 -0.424150 -0.473253 2.117983
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
không dừng.
1% level 5% level 10% level
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNEXM,2) Method: Least Squares
Prob.* 0.0000
Null Hypothesis: D(LNEXM) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic -11.33451 -3.581152 -2.926622 -2.601424
Date: 29/11/12 Time: 01:28 Sample (adjusted): 3 48 Included observations: 46 after adjustments
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Coefficient -1.489257 0.000870
0.131391 0.029846
-11.33451 0.029135
0.0000 0.9769
Variable D(LNEXM(-1)) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.744885 Mean dependent var 0.739087 S.D. dependent var 0.202428 Akaike info criterion 1.802991 Schwarz criterion 9.230296 Hannan-Quinn criter. 128.4712 Durbin-Watson stat 0.000000
0.000870 0.396299 -0.314361 -0.234855 -0.284577 2.043957
66
5. Kiểm định tính dừng của biến LnX. Kết quả cho thấy biến LnX là không dừng
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
Null Hypothesis: LNX has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic -0.336197 -3.577723 -2.925169 -2.600658
1% level 5% level 10% level
Prob.* 0.9113
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNX) Method: Least Squares Date: 29/11/12 Time: 01:26 Sample (adjusted): 2 48 Included observations: 47 after adjustments
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Coefficient -0.007899 0.117872
0.023495 0.212513
-0.336197 0.554656
0.7383 0.5819
Variable LNX(-1) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid
0.002505 Mean dependent var -0.019661 S.D. dependent var 0.100566 Akaike info criterion 0.455112 Schwarz criterion
0.046596 0.099592 -1.714375 -1.635646
và dừng ở sai phân bậc i.
Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
42.28782 Hannan-Quinn criter. 0.113029 Durbin-Watson stat 0.738285
-1.684749 2.078500
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
67
1% level 5% level 10% level
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNX,2) Method: Least Squares Date: 29/11/12 Time: 01:31 Sample (adjusted): 3 48 Included observations: 46 after adjustments
Std. Error
t-Statistic
Prob.* 0.0000 Prob.
Coefficient -1.059747 0.047436
0.149752 0.016492
-7.076683 2.876294
0.0000 0.0062
Variable D(LNX(-1)) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.532310 Mean dependent var 0.521681 S.D. dependent var 0.100649 Akaike info criterion 0.445729 Schwarz criterion 41.37261 Hannan-Quinn criter. 50.07944 Durbin-Watson stat 0.000000
-0.003478 0.145529 -1.711852 -1.632346 -1.682069 2.052339
Null Hypothesis: D(LNX) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic -7.076683 -3.581152 -2.926622 -2.601424
68
6. Kiểm định tính dừng của biến LnX. Kết quả cho thấy biến LnX là không dừng
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: LNM has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic -0.414850 -3.581152 -2.926622 -2.601424
1% level 5% level 10% level
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNM) Method: Least Squares Date: 29/11/12 Time: 01:34 Sample (adjusted): 3 48 Included observations: 46 after adjustments
Std. Error
t-Statistic
Prob.* 0.8979 Prob.
Coefficient -0.015836 -0.440097 0.210272
0.038172 0.136706 0.349636
-0.414850 -3.219305 0.601404
0.6803 0.0024 0.5507
Variable LNM(-1) D(LNM(-1)) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.205944 Mean dependent var 0.169011 S.D. dependent var 0.179454 Akaike info criterion 1.384766 Schwarz criterion 15.30036 Hannan-Quinn criter. 5.576177 Durbin-Watson stat 0.007027
0.044130 0.196860 -0.534798 -0.415539 -0.490123 1.755511
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
Null Hypothesis: D(LNM) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9) t-Statistic -10.80792 -3.581152 -2.926622 -2.601424
1% level 5% level 10% level
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Prob.* 0.0000
và dừng ở sai phân bậc 1.
Dependent Variable: D(LNM,2) Method: Least Squares Date29/11/12 Time: 01:34 Sample (adjusted): 3 48 Included observations: 46 after adjustments
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Coefficient -1.448268 0.065667
0.134001 0.026988
-10.80792 2.433176
0.0000 0.0191
Variable D(LNM(-1)) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.726387 Mean dependent var 0.720169 S.D. dependent var 0.177758 Akaike info criterion 1.390309 Schwarz criterion 15.20849 Hannan-Quinn criter. 116.8111 Durbin-Watson stat 0.000000
-0.003913 0.336032 -0.574282 -0.494776 -0.544499 1.761347
69
70
PHỤ LỤC 3: Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Prob.**
Hypothesized No. of CE(s)
Eigenvalue
Trace Statistic
0.05 Critical Value
0.0019 0.0408 0.4424 0.0556
None * At most 1 * At most 2 At most 3
0.506735 0.405195 0.100518 0.081659
60.94619 30.55770 8.218279 3.663006
47.85613 29.79707 15.49471 3.841466
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Prob.**
Hypothesized No. of CE(s)
Eigenvalue
Max-Eigen Statistic
0.05 Critical Value
0.0212 0.0337 0.7966 0.0556
None * At most 1 * At most 2 At most 3
0.506735 0.405195 0.100518 0.081659
30.38849 22.33942 4.555273 3.663006
27.58434 21.13162 14.26460 3.841466
Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
LNEXM 22.44792 -7.561295 -2.852290 -2.865458
LNREER -14.94340 -7.514590 21.80982 -13.32414
LNGDPVN -232.2957 161.2058 -234.2277 1.000416
LNGDPW 274.9026 -238.2832 57.36530 27.63446
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(LNEXM) D(LNREER)
-0.013190 0.011946
0.040398 0.005922
0.005890 0.001684
0.023521 -0.002093
Date: 29/11/12 Time: 20:36 Sample (adjusted): 6 48 Included observations: 43 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LNEXM LNREER LNGDPVN LNGDPW Lags interval (in first differences): 1 to 4
D(LNGDPVN) D(LNGDPW)
-0.000450 -0.003061
-0.000138 0.001973
0.001718 0.001322
-0.000635 -0.001839
472.0706
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
LNGDPVN -10.34820 (2.44221)
LNGDPW 12.24624 (1.59505)
LNEXM 1.000000
LNREER -0.665692 (0.24461)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(LNEXM) D(LNREER) D(LNGDPVN) D(LNGDPW)
-0.296080 (0.47761) 0.268155 (0.07870) -0.010102 (0.02639) -0.068703 (0.03953)
483.2403
2 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
LNGDPVN -14.74934 (2.50272) -6.611363 (3.60767)
LNGDPW 19.97506 (2.15565) 11.61020 (3.10737)
LNEXM 1.000000 0.000000
LNREER 0.000000 1.000000
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(LNEXM) D(LNREER) D(LNGDPVN) D(LNGDPW)
-0.601540 (0.46623) 0.223380 (0.07816) -0.009055 (0.02784) -0.083621 (0.04065)
-0.106475 (0.32922) -0.223007 (0.05519) 0.007765 (0.01966) 0.030910 (0.02871)
485.5180
3 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
LNEXM 1.000000 0.000000 0.000000
LNREER 0.000000 1.000000 0.000000
LNGDPVN 0.000000 0.000000 1.000000
LNGDPW 35.48047 (10.1529) 18.56047 (5.82652) 1.051262 (0.63492)
71
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(LNEXM) D(LNREER) D(LNGDPVN) D(LNGDPW)
-0.618339 (0.46875) 0.218578 (0.07832) -0.013955 (0.02681) -0.087392 (0.04046)
0.021976 (0.54002) -0.186284 (0.09022) 0.045233 (0.03089) 0.059751 (0.04661)
8.196750 (7.21389) -2.214712 (1.20527) -0.320166 (0.41263) 0.719257 (0.62262)
72
PHỤ LỤC 4: Kết quả ước lượng mô hình ECM
Std. Error
t-Statistic
Prob.
0.8678 0.0024 0.2525 0.0835 0.0099 0.0069 0.4476 0.0545 0.1284 0.5849 0.5810 0.2819 0.4664 0.5245 0.1882 0.8007 0.2401 0.0168
16.19420 0.310229 0.177301 0.178330 0.147310 1.000872 1.378837 1.281251 1.058735 3.461599 3.480877 3.268059 2.934586 4.458090 4.410594 4.879560 3.839722 0.325418
-0.168192 3.383289 1.171449 -1.802750 2.789716 -2.946996 0.771641 2.017761 -1.572692 0.553379 -0.559188 -1.099809 0.739688 0.645523 1.353041 -0.255202 -1.203281 -2.562907
Coefficient -2.723741 1.049596 0.207699 -0.321484 0.410952 -2.949566 1.063967 2.585259 -1.665063 1.915575 -1.946466 -3.594240 2.170677 2.877798 5.967714 -1.245273 -4.620265 -0.834015
Variable C LNEXM(-1) LNEXM(-2) LNEXM(-3) LNEXM(-4) DLNREER(-1) DLNREER(-2) DLNREER(-3) DLNREER(-4) DLNGDPW(-1) DLNGDPW(-2) DLNGDPW(-3) DLNGDPW(-4) DLNGDPVN(-1) DLNGDPVN(-2) DLNGDPVN(-3) DLNGDPVN(-4) EC(-1)
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.692138 Mean dependent var 0.482792 S.D. dependent var 0.130574 Akaike info criterion 0.426240 Schwarz criterion 38.18565 Hannan-Quinn criter. 3.306193 Durbin-Watson stat 0.003368
-0.108605 0.181562 -0.938867 -0.201621 -0.666994 2.472058
Dependent Variable: LNEXM Method: Least Squares Date: 30/11/12 Time: 02:14 Sample (adjusted): 6 48 Included observations: 43 after adjustments
10
Series: Residuals Sample 6 48 Observations 43
8
6
4
Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis
-4.83e-15 0.009090 0.188386 -0.266232 0.100740 -0.315824 2.979083
2
Jarque-Bera 0.715622 0.699205 Probability
0
-0.2
-0.1
-0.0
0.1
0.2
Ramsey RESET Test:
F-statistic Log likelihood ratio
7.992999 Prob. F(1,24) 12.36092 Prob. Chi-Square(1)
0.0093 0.0004
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic Obs*R-squared
0.438357 Prob. F(4,34) 1.912646 Prob. Chi-Square(4)
0.7800 0.7518
73
74
PHỤ LỤC 5: Kết quả kiểm định đồng liên kết của hàm cầu xuất khẩu (LnX)
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
0.05
Hypothesized No. of CE(s)
Eigenvalue
Trace Statistic
Critical Value Prob.**
None At most 1 At most 2
0.358824 0.135444 0.025265
26.46998 7.358558 1.100366
29.79707 15.49471 3.841466
0.1153 0.5363 0.2942
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
0.05
Hypothesized No. of CE(s)
Eigenvalue
Max-Eigen Statistic
Critical Value Prob.**
None At most 1 At most 2
0.358824 0.135444 0.025265
19.11143 6.258192 1.100366
21.13162 14.26460 3.841466
0.0936 0.5803 0.2942
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
LNX 3.583025 -2.920176 -2.979041
LNGDPW -20.85195 197.4642 104.0800
LNREER 35.03940 -33.40182 -10.55212
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(LNX) D(LNGDPW) D(LNREER)
0.028677 0.001776 -0.011950
0.019320 -0.000819 0.002344
0.001084 0.001117 0.001651
312.3190
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood
Date: : 30/11/12 Time: 03:45 Sample (adjusted): 6 48 Included observations: 43 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LNX LNGDPW LNREER Lags interval (in first differences): 1 to 4
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
LNX 1.000000
LNGDPW -5.819650 (9.72235)
LNREER 9.779279 (1.22481)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(LNX) D(LNGDPW) D(LNREER)
0.102752 (0.04349) 0.006365 (0.00515) -0.042819 (0.01337)
315.4481
2 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
LNX 1.000000 0.000000
LNGDPW 0.000000 1.000000
LNREER 9.623054 (1.35424) -0.026844 (0.04960)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(LNX) D(LNGDPW) D(LNREER)
0.046335 (0.05359) 0.008757 (0.00661) -0.049662 (0.01713)
3.216975 (2.30223) -0.198782 (0.28394) 0.711958 (0.73576)
75
PHỤ LỤC 6: Kết quả kiểm định đồng liên kết của hàm cầu nhập khẩu (LnM)
Date: : 30/11/12 Time: 03:48 Sample (adjusted): 6 48 Included observations: 43 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LNM LNGDPVN LNREER Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
0.05
Hypothesized No. of CE(s)
Eigenvalue
Trace Statistic
Critical Value Prob.**
None At most 1 At most 2
0.399480 0.095617 0.010176
26.68966 4.761443 0.439830
29.79707 15.49471 3.841466
0.1094 0.8336 0.5072
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
0.05
Hypothesized No. of CE(s)
Eigenvalue
Max-Eigen Statistic
Critical Value Prob.**
None * At most 1 At most 2
0.399480 0.095617 0.010176
21.92822 4.321613 0.439830
21.13162 14.26460 3.841466
0.0386 0.8239 0.5072
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
LNM 2.101584 -1.289051 -1.283222
LNGDPVN 32.64097 186.6305 56.58154
LNREER 20.99958 -32.61582 0.006684
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha): D(LNM) D(LNGDPVN) D(LNREER)
0.040913 -0.000900 -0.012267
-0.000554 -0.001922 8.35E-06
0.010795 0.000132 0.000986
300.6089
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
LNM 1.000000
LNGDPVN 15.53161 (19.1830)
LNREER 9.992265 (2.52594)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(LNM) D(LNGDPVN) D(LNREER)
0.085983 (0.04613) -0.001891 (0.00252) -0.025780 (0.00700)
302.7697
2 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
LNM 1.000000 0.000000
LNGDPVN 0.000000 1.000000
LNREER 11.47554 (1.89845) -0.095500 (0.05055)
76
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(LNM) D(LNGDPVN) D(LNREER)
0.086697 (0.05411) 0.000586 (0.00282) -0.025790 (0.00821)
1.232019 (4.15828) -0.388046 (0.21652) -0.398843 (0.63098)
77
PHỤ LỤC 7: Kết quả chạy mô hình VECM hàm cầu xuất khẩu (LnX)
Cointegrating Eq: LNX(-1) LNGDPW(-1) LNREER(-1) C Error Correction: CointEq1 D(LNX(-1)) D(LNX(-2)) D(LNX(-3)) D(LNX(-4))
CointEq1 1.000000 -5.819650 (9.72235) [-0.59858] 9.779279 (1.22481) [ 7.98429] -27.06759 0.102752 (0.04349) [ 2.36284] -0.409448 (0.18144) [-2.25664] -0.654698 (0.17809) [-3.67613] -0.202519 (0.19275) [-1.05070] 0.076216
D(LNX) D(LNGDPW) D(LNREER) 0.006365 (0.00515) [ 1.23527] -0.042145 (0.02150) [-1.96037] -0.081605 (0.02110) [-3.86720] -0.070014 (0.02284) [-3.06568] -0.012027
-0.042819 (0.01337) [-3.20309] 0.037725 (0.05578) [ 0.67637] 0.041070 (0.05475) [ 0.75018] 0.117627 (0.05925) [ 1.98523] 0.069590
Vector Error Correction Estimates Date: 30/11/12 Time: 04:03 Sample (adjusted): 6 48 Included observations: 43 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
D(LNGDPW(-1)) D(LNGDPW(-2)) D(LNGDPW(-3)) D(LNGDPW(-4)) D(LNREER(-1)) D(LNREER(-2)) D(LNREER(-3)) D(LNREER(-4)) C
R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent
(0.18613) [ 0.40948] 0.471892 (1.49600) [ 0.31543] 3.059116 (1.47749) [ 2.07048] -0.424047 (1.35647) [-0.31261] 3.143458 (1.44852) [ 2.17011] -0.733780 (0.54655) [-1.34257] 0.090106 (0.56272) [ 0.16013] -0.109198 (0.55080) [-0.19825] 1.043612 (0.46752) [ 2.23221] 0.094372 (0.02632) [ 3.58621] 0.562679 0.366638 0.183687 0.079587 2.870215 56.28365 -1.966681 -1.393267 0.046047 0.100003
(0.02205) [-0.54536] -0.248275 (0.17726) [-1.40065] -0.201876 (0.17506) [-1.15316] -0.266679 (0.16072) [-1.65924] 0.066817 (0.17163) [ 0.38931] 0.054130 (0.06476) [ 0.83587] 0.069638 (0.06667) [ 1.04443] -0.025381 (0.06526) [-0.38891] 0.013890 (0.05540) [ 0.25075] 0.008787 (0.00312) [ 2.81809] 0.603120 0.425208 0.002579 0.009430 3.389991 148.0007 -6.232592 -5.659178 -0.000233 0.012438 3.21E-10 9.86E-11
(0.05722) [ 1.21625] 1.529114 (0.45988) [ 3.32504] 0.073424 (0.45419) [ 0.16166] -0.357813 (0.41698) [-0.85810] 0.601161 (0.44528) [ 1.35007] 0.205670 (0.16801) [ 1.22414] 0.084488 (0.17298) [ 0.48842] -0.095386 (0.16932) [-0.56335] 0.231902 (0.14372) [ 1.61358] -0.013095 (0.00809) [-1.61881] 0.558452 0.360517 0.017358 0.024465 2.821391 107.0061 -4.325865 -3.752451 -0.002093 0.030594
Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance
78
Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion
312.3190 -12.43344 -10.59032
79
Vector Error Correction Estimates Date: 30/11/12 Time: 03:54 Sample (adjusted): 6 48 Included observations: 43 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: LNM(-1) LNGDPVN(-1) LNREER(-1) C Error Correction: CointEq1 D(LNM(-1)) D(LNM(-2)) D(LNM(-3)) D(LNM(-4)) D(LNGDPVN(-1))
CointEq1 1.000000 15.53161 (19.1830) [ 0.80965] 9.992265 (2.52594) [ 3.95586] -127.7148 D(LNM) 0.085983 (0.04613) [ 1.86412] -0.528520 (0.18888) [-2.79818] -0.321258 (0.16737) [-1.91939] -0.645218 (0.15896) [-4.05891] -0.371233 (0.16221) [-2.28860] -2.091905 (3.38291)
D(LNGDPVN) -0.001891 (0.00252) [-0.75170] 0.008493 (0.01030) [ 0.82430] 0.002151 (0.00913) [ 0.23563] -0.007532 (0.00867) [-0.86862] -0.003367 (0.00885) [-0.38050] -0.229785 (0.18453)
D(LNREER) -0.025780 (0.00700) [-3.68332] 0.027962 (0.02866) [ 0.97563] -0.025785 (0.02540) [-1.01524] -0.045911 (0.02412) [-1.90334] 0.001377 (0.02461) [ 0.05594] 2.694896 (0.51332)
PHỤ LỤC 8: Kết quả chạy mô hình VECM hàm cầu nhập khẩu (LnM)
D(LNGDPVN(-2)) D(LNGDPVN(-3)) D(LNGDPVN(-4)) D(LNREER(-1)) D(LNREER(-2)) D(LNREER(-3)) D(LNREER(-4)) C
R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent
[-0.61837] 3.257595 (4.01447) [ 0.81146] -0.256700 (3.65878) [-0.07016] 3.657066 (3.88724) [ 0.94079] -1.106791 (0.89442) [-1.23744] 1.782881 (0.86880) [ 2.05211] 0.573616 (0.96471) [ 0.59460] 0.614854 (0.89156) [ 0.68964] 0.134663 (0.03215) [ 4.18878] 0.562513 0.366398 0.600692 2.868280 30.80940 -0.781833 -0.208419 0.048140 0.180808
Determinant resid covariance (dof adj.) Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion
[-1.24523] -0.307509 (0.21898) [-1.40427] -0.129801 (0.19958) [-0.65037] 0.431680 (0.21204) [ 2.03582] 0.044042 (0.04879) [ 0.90270] 0.082167 (0.04739) [ 1.73379] -0.003840 (0.05262) [-0.07298] 0.011084 (0.04863) [ 0.22791] -0.000349 (0.00175) [-0.19897] 0.457992 0.215023 0.001787 1.884979 155.8822 -6.599172 -6.025758 -0.000233 0.008861 5.54E-10 300.6089 -11.88878 -10.04567
[ 5.24991] 0.932773 (0.60915) [ 1.53126] 1.779869 (0.55518) [ 3.20591] 0.317264 (0.58985) [ 0.53787] -0.097804 (0.13572) [-0.72064] -0.186142 (0.13183) [-1.41196] -0.233849 (0.14638) [-1.59749] 0.115054 (0.13529) [ 0.85046] 0.001025 (0.00488) [ 0.21017] 0.648173 0.490457 0.013831 4.109752 111.8897 -4.553010 -3.979596 -0.002093 0.030594
80
81
PHỤ LỤC 9: Cơ chế tỷ giá của Việt Nam theo thời gian, 1989-2011
Mốc thời
gian
Cơ chế áp dụng
Đặc điểm chế độ tỷ giá thực tế (de facto)
Trước 1989 Cơ chế nhiều tỷ giá
- Ba tỷ giá chính thức
- Tỷ giá thị trường tự do tồn tại song song với các tỷ giá của NN
(Cho tới thời điểm báo cáo).
1989 -
Neo tỷ giá với biên
- Tỷ giá chính thức được thống nhất (OER).
1990
độ được điều chỉnh
- OER được NHNN điều chỉnh dựa trên các tín hiệu lạm phát,
(crawling bands)
lãi suất, cán cân thanh toán, và tỷ giá thị trường tự do.
- Các ngân hàng thương mại được phép thiết lập tỷ giá giao dịch
trong biên độ +/-5%.
- Việc sử dụng ngoại tệ được kiểm soát chặt chẽ.
Neo tỷ giá trong
1991-1993
biên
- Kiểm soát việc sử dụng ngoại tệ chặt chẽ hơn; hạn chế mang
độ (pegged
exchange
tiền ra khỏi biên giới.
rate within
- Thành lập quĩ dự trữ ngoại tệ chính thức để ổn định tỷ giá.
horizontal bands)
- Thành lập 2 sàn giao dịch ngoại tệ ở TP. HCM và Hà nội.
- OER được hình thành dự a trên các tỷ giá đầu thầu tại hai sàn;
NHNN can thiệp mạnh vào giao dịch trên hai sàn.
- Tỷ giá tại các ngân hàng thương mại dao động thấp hơn 0,5%
OER công bố.
1994 -
Cơ chế tỷ giá neo cố
- Thị trường ngoại hối liên ngân hàng được hình thành thay thế
1996
định (conventional
cho 2 sàn giao dịch tỷ giá; NHNN tiếp tục can thiệp mạnh vào
fixed peg
giao dịch trên thị trường này.
arrangement)
- OER được hình thành và công bố dựa trên tỷ giá liên NH.
- Tỷ giá tại các ngân hàng thương mại dao động trong biên độ
+/-0,5% OER công bố. Đến cuối 1996, biên độ được nới rộng từ
thấp hơn +/-0,5% lên +/-1% (11/1996).
- OER được giữ ổn định ở mức 11.100VND/USD.
1997-1998 Neo tỷ giá với biên
- Biên độ tỷ giá tại các ngân hàng thương mại so với OER được
độ được điều chỉnh
nới rộng từ +/-1% lên +/-5% (02/97)và từ +/-5% lên +/-10%
(13/10/97), sau đó được điều chỉnh xuống không quá 7%
(crawling bands)
(7/8/98).
- OER được điều chỉnh lên 11.800VND/USD (16/02/98) và
12.998 VND/USD (07/08/98).
1999-2000 Cơ chế tỷ giá neo cố
- OER công bố là tỷ giá liên NH trung bình ngày làm việc
định (conventional
hôm trước (28/2/99)
fixed peg
- Biên độ tỷ giá tại các ngân hàng thương mại giảm xuống
arrangement)
không
quá 0,1%.
- OER được giữ ổnđịnh ở mức 14.000VND/USD.
2001-2007 Cơ chế neo tỷ giá có
- OER được điều chỉnh dần từ mức 14.000VND/USD năm 2001
điều chỉnh (crawling
lên 16.100 VND/USD năm 2007.
peg)
- Biên độ tỷ giá tại các NHTM được điều chỉnh lên mức
+/- 0,25% (từ 1/7/02 đến 31/12/06) và +/-0,5% năm 2007.
2008-2011 Neo tỷ giá với biên
- OER được điều chỉnh dần từ mức khoảng 16.100VND/USD
độ được điều chỉnh
vào đầu năm 2008 lên 16.500 VND/USD (06/08 đến 12/08), lên
17.000 VND/USD (01/09 - 11/09), lên 17.940 VND/USD
(crawling bands)
(12/09 đến 01/10), lên 18.544 VND/USD (từ 02/10 đến 08/2010)
Lên 18.932 VND/USD (từ 08/10 đến 02/11), và sau đó lên
20,693 từ 02/2011).
- Biên độ tỷ giá tại các ngân hàng thương mại được điều chỉnh
nhiều lần lên mức +/-0,75% (từ 23/12/07 đến 09/03/08), +/-1%
(10/03/08 đến 25/06/08), +/-2% (26/05/08 đến 05/11/08), +/-3%
(06/11/08 đến 23/03/09), +/-5% (24/03/09 - 25/11/09), và +/-3%
(26/11/09 đến 11/02/2011), và sau đó được thu hẹp xuống +/-1%
(từ 11/02/2011).
82
Nguồn:Tác giả cập nhật từ Nguyễn Thị Thu Hằng (2011),“Lựa chọn chính sách tỷ giá
trong bối cảnh phục hồi kinh tế”
