Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá đối với thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

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

NGUYỄN THỊ KIM CHÂU

NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ ĐỐI

VỚI THƯƠNG MẠI SONG PHƯƠNG GIỮA VIỆT NAM

VÀ TRUNG QUỐC

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Tp. Hồ Chí Minh – Năm 2018

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

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

NGUYỄN THỊ KIM CHÂU

NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ ĐỐI

VỚI THƯƠNG MẠI SONG PHƯƠNG GIỮA VIỆT NAM

VÀ TRUNG QUỐC

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO

Tp. Hồ Chí Minh – Năm 2018

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan đây là đề tài nghiên cứu do tôi tạo ra bằng việc vận dụng những

kiến thức tích lũy trong suốt quá trình học tập của mình với sự giúp đỡ của Giảng

viên hướng dẫn. Mọi trích dẫn trong luận văn đều được nêu rõ trong danh mục tài

liệu tham khảo. Tôi cam đoan không sao chép bất cứ tài liệu nào của tác giả khác và

hoàn toàn chịu trách nhiệm trước nhà trường về sự cam đoan này.

Tp. Hồ Chí Minh, ngày …… tháng …. năm 2018

Người thực hiện

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG, HÌNH

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

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU ........................................ 2

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

1.2. Mục tiêu nghiên cứu ...................................................................................... 6

1.3. Câu hỏi nghiên cứu ........................................................................................ 6

1.4. Đối tượng nghiên cứu .................................................................................... 6

1.5. Phương pháp nghiên cứu ............................................................................... 6

1.6. Ý nghĩa của đề tài .......................................................................................... 7

1.7. Bố cục của luận văn ....................................................................................... 8

CHƯƠNG 2. CÁC THẢO LUẬN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM ....................................................................................... 9

2.1. Các thảo luận nghiên cứu trước đây về tác động của biến động tỷ giá đến quan hệ thương mại.................................................................................................. 9

2.1.1. Các nghiên cứu về tác động ngược chiều của biến động tỷ giá đến thương mại quốc tế .............................................................................................. 9

2.1.2. Các nghiên cứu về tác động cùng chiều của biến động tỷ giá đến thương mại quốc tế ........................................................................................................ 12

2.1.3. Các nghiên cứu về biến động tỷ giá không có tác động đến thương mại quốc tế ............................................................................................................... 14

2.1.4. Vai trò đồng tiền trung gian trong quan hệ thương mại .......................... 15

2.2. Bằng chứng thực nghiệm về tác động biến động tỷ giá đến thương mại song phương ................................................................................................................... 17

KẾT LUẬN CHƯƠNG 2 ........................................................................................ 30

CHƯƠNG 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ............................................... 31

3.1. Mô hình lý thuyết ........................................................................................ 31

3.1.1. Mô hình thương mại song phương .......................................................... 31

3.1.2. Mô hình trọng lực .................................................................................... 34

3.1.3. Mô hình trọng lực của thương mại song phương .................................... 35

3.1.4. Mô hình lý thuyết nghiên cứu .................................................................. 37

3.2. Phương pháp tính biến động tỷ giá .............................................................. 42

3.3. Mô tả các biến và dữ liệu ............................................................................. 44

3.4. Mô hình thực nghiệm .................................................................................. 51

3.5. Phương pháp ước lượng .............................................................................. 52

3.5.1. Kiểm định tính dừng ................................................................................ 52

3.5.1.1. Kiểm định nghiệm đơn vị Augment Dickey Fuller (1984) ................... 53

3.5.1.2. Kiểm định nghiệm đơn vị Phillips-Perron (1988) ................................ 54

3.5.2. Kiểm định đồng liên kết .......................................................................... 55

3.5.3. Kiểm định các giả thiết hồi quy cổ điển .................................................. 56

3.5.3.1. Giả định phương sai của sai số không đổi ........................................... 56

3.5.3.2. Giả định không có sự tương quan giữa các phần dư ........................... 56

3.5.4. Phương pháp ước lượng hồi quy ............................................................. 57

KẾT LUẬN CHƯƠNG 3 ........................................................................................ 59

CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .......................................................... 60

4.1. Tình hình thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc .......... 60

4.1.1. Mô tả thống kê chuỗi dữ liệu phân tích ................................................... 60

4.1.2. Phân tích thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc ....... 61

4.1.3. Phân tích tỷ giá và biến động tỷ giá ......................................................... 63

4.2. Phân tích thống kê mô tả giữa các biến trong mô hình ............................... 64

4.3. Kiểm định tính dừng .................................................................................... 65

4.4. Kiểm định đồng liên kết .............................................................................. 66

4.5. Kiểm định các giả thiết định lượng ............................................................. 68

4.5.1. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi phần dư ............................... 68

4.5.2. Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư ........................................ 70

4.6. Phân tích kết quả hồi quy ............................................................................ 71

4.6.1. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm ............................................................. 71

4.6.1.1. Tác động trong dài hạn ........................................................................ 71

4.6.1.2. Tác động trong ngắn hạn ..................................................................... 78

4.6.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu .................................................................. 83

4.6.2.1. Thảo luận kết quả trong dài hạn .......................................................... 83

4.6.2.2. Thảo luận kết quả trong ngắn hạn ....................................................... 89

KẾT LUẬN CHƯƠNG 4 ........................................................................................ 92

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN ................................................................................... 93

5.1. Kết luận ........................................................................................................ 93

5.2. Gợi ý chính sách .......................................................................................... 94

5.2.1. Đối với các doanh nghiệp ........................................................................ 94

5.2.2. Đối với quốc gia ...................................................................................... 95

5.3. Hạn chế đề tài và hướng mở rộng đề tài ...................................................... 95

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

Ký hiệu Giải thích

Đồng đôla Mỹ USD

Ước lượng hồi quy tổng bình phương sai số nhỏ nhất OLS

Tổng sản phẩm quốc gia GNP

Tổng sản phẩm quốc nội GDP

Chỉ số giá cả tiêu dùng CPI

Mô hình tự hồi quy vector VAR

GARCH Mô hình tự biến động phương sai tổng quát (generalised

autosactive heteroskedastic

Mô hình hiệu chỉnh sai số ECM

Việt Nam đồng VND

Đồng Nhân dân tệ CNY

Tổ chức thương mại thế giới WTO

Kiểm định nghiệm đơn vị của Dickey Fuller ADF

Kiểm định nghiệm đơn vị của Phillips-Perron PP

DANH MỤC CÁC BẢNG, HÌNH

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 2.1: Tổng hợp một số nghiên cứu về sự biến động của tỷ giá và thương mại

song phương ............................................................................................................. 23

Bảng 3.1: Tóm tắt các phương pháp được sử dụng để đo lường biến động tỷ giá ... 42

Bảng 3.2: Bảng tổng hợp các biến dùng trong mô hình thực nghiệm ...................... 48

Bảng 3.3: Bảng kỳ vọng dấu của mô hình ................................................................ 50

Bảng 3.4: Bảng kỳ vọng dấu đối với hai mô hình thực nghiệm cụ thể ..................... 50

Bảng 4.1: Thống kê mô tả dữ liệu ............................................................................. 60

Bảng 4.2: Thống kê mô tả giữa các biến đưa vào trong mô hình ............................. 64

Bảng 4.3: Kiểm định tính dừng dữ liệu ..................................................................... 66

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định đồng liên kết mô hình trường hợp Export_CN_VN .. 67

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định đồng liên kết mô hình trường hợp Export_VN_CN .. 67

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi của các mô

hình ............................................................................................................................ 69

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư các mô hình ........ 70

Bảng 4.8: Kết quả hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt cho

tác động dài hạn của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam

................................................................................................................................... 72

Bảng 4.9: Kết quả hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt cho

tác động dài hạn của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc

................................................................................................................................... 75

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt

cho tác động ngắn hạn của biến động tỷ giá và xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt

Nam ........................................................................................................................... 78

Bảng 4.11: Kết quả hồi quy bằng phương pháp OLS tác động ngắn hạn của biến động

tỷ giá và xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc .................................................. 80

Bảng 4.12: Tổng hợp bằng chứng thực nghiệm trong dài hạn .................................. 83

Bảng 4.13: Tổng hợp bằng chứng thực nghiệm trong ngắn hạn ............................... 90

DANH MỤC CÁC HÌNH

Hình 4.1: Thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc giai đoạn quý

3/2000 – quý 3/2017 (đơn vị triệu USD) .................................................................. 62

Hình 4.2: Tỷ giá và biến động tỷ giá VND_USD và CNY_USD giai đoạn quý 3/2000

– quý 3/2017 .............................................................................................................. 63

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu tiến hành nghiên cứu về tác động của biến động tỷ giá đối với

thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc trong ngắn hạn và dài hạn.

Điểm nổi bật bài nghiên cứu đã sử dụng mô hình thương mại song phương trọng lực

có thể kiểm chứng được từ mô hình cung và cầu với cơ chế tỷ giá với đồng tiền trung

gian USD để xem xét tác động. Bài nghiên cứu đã sử dụng phương pháp phân tích

tổng hợp, phương pháp tổng bình phương sai số nhỏ nhất OLS, phương pháp Prais –

Winsten và Cochrane – Orcutt để ước lượng tác động giai đoạn quý 3 năm 2000 đến

quý 3 năm 2017 với bộ dữ liệu xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam, xuất khẩu

từ Việt Nam sang Trung Quốc, tỷ giá hối đoái giữa hai quốc gia với đồng tiền trung

gian là USD, thu nhập đại diện là GDP, chỉ số giá cả tiêu dùng CPI, biến giả WTO,

biến giả thay đổi chế độ tỷ giá vào tháng 7 năm 2005 tại Trung Quốc. Kết quả nghiên

cứu cho thấy, biến động tỷ giá của đồng tiền quốc gia nhập khẩu đối với đồng tiền

trung gian dự kiến sẽ làm giảm nhập khẩu, việc tăng giá dự kiến của đồng tiền nước

nhập khẩu đối với đồng tiền trung gian sẽ thúc đẩy nhập khẩu, nhưng tác động của

việc tăng giá đồng tiền quốc gia xuất khẩu với đồng tiền trung gian thì không rõ ràng.

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU

1.1. Lý do chọn đề tài

Tỷ giá hối đoái là một công cụ để đo lường giá trị giữa các đồng tiền của các

quốc gia với nhau. Tỷ giá luôn là một trong những vấn đề vĩ mô quan trọng của nền

kinh tế quốc gia vì sự vận động của nó có tác động sâu sắc mạnh mẽ tới mục tiêu,

chính sách kinh tế vĩ mô của mỗi quốc gia. Tỷ giá có tác động mạnh mẽ tới hoạt động

xuất nhập khẩu hàng hoá, dịch vụ và sự cạnh tranh giữa các nước với nhau trên thị

trường quốc tế vì trước tiên tỷ giá tác động trực tiếp tới giá cả hàng hóa xuất nhập

khẩu của chính quốc gia đó.

Thương mại quốc tế có từ hàng ngàn năm nay và hiện nay vẫn giữ vị trí trung

tâm trong các quan hệ kinh tế quốc tế. Thương mại quốc tế là một hình thức của quan

hệ kinh tế quốc tế trong đó diễn ra quá trình mua bán, trao đổi hàng hóa và dịch vụ

hoặc các tài sản trí tuệ giữa các nước tuân theo nguyên tắc trao đổi ngang giá nhằm

mục đích kinh tế tối đa. Thương mại quốc tế đóng một vai trò quan trọng trong sự

phát triển của bất kỳ nền kinh tế nào trên thế giới. Thương mại quốc tế tạo điều kiện

để thúc đẩy quan hệ kinh tế đối ngoại với các nước, sử dụng các nguồn lực trong và

ngoài nước một cách tốt hơn, mở ra cơ hội việc làm nhiều hơn và nâng cao phúc lợi

cho mọi người, thúc đẩy chuyển dịch cơ cấu kinh tế.

Trong những năm gần đây, vị thế của Trung Quốc trong nền kinh tế thế giới ngày

càng trở nên quan trọng. Năm 2010, Trung Quốc đã vượt qua Nhật Bản để trở thành

nền kinh tế lớn thứ hai trên thế giới và theo dự báo của Quỹ Tiền Tệ Quốc Tế có thể

Trung Quốc sẽ vượt qua Hoa Kỳ vào cuối thập kỷ này. Sự trỗi dậy mạnh mẽ của nền

kinh tế Trung Quốc có nhiều tác động đến các nền kinh tế khác và đặc biệt tác động

đối với nền kinh tế Việt Nam là rất lớn, trên các phương diện kinh tế như đầu tư,

thương mại. Biểu hiện lớn nhất của tác động này chính là mối quan hệ thương mại

song phương giữa hai nước Việt Nam và Trung Quốc tăng nhanh qua các năm. Theo

báo cáo của Tổng cục Hải quan về số liệu xuất nhập khẩu của Việt Nam năm 2016

trong Niên giám thống kê Hải quan 2016, tổng kim ngạch thương mại Việt – Trung

năm 2016 đạt gần 80 tỷ USD. Trong đó, Trung Quốc nhập gần 22 tỷ USD hàng hóa

của Việt Nam, tăng 28,4% so với cùng kỳ, chiếm 12,4% trong tổng kim ngạch xuất

khẩu của Việt Nam, là thị trường xuất khẩu lớn thứ hai của Việt Nam. Bên cạnh đó,

thị trường nhập khẩu lớn nhất của Việt Nam là Trung Quốc với kim ngạch hơn 50 tỷ

USD, tăng 0,9% và chiếm tỷ trọng 28,6% tổng nhập khẩu của cả nước. Theo một báo

cáo tổng hợp gần đây của Tổng cục Hải quan, tổng kim ngạch xuất nhập khẩu của

Việt Nam và Trung Quốc năm 2017 đạt gần 94 tỷ USD tăng gần 22 tỷ USD so với

năm 2016. Trong năm 2017, Trung Quốc là nền kinh tế đứng thứ hai trong lĩnh vực

nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam với tổng kim ngạch đạt hơn 35 tỷ USD, tăng 61,5%

so với năm 2016, chiếm 7,9% kim ngạch xuất khẩu cả nước. Đồng thời, thị trường

nhập khẩu lớn nhất của Việt Nam vẫn là Trung Quốc với kim ngạch hơn 58 tỷ USD,

tăng 16,4%, chiếm 27,6% kim ngạch nhập khẩu cả nước. Mặc dù, Trung Quốc là một

đối tác thương mại hàng đầu của Việt Nam nhưng chưa có nhiều bài nghiên cứu về

mối quan hệ thương mại song phương giữa hai nước.

Vai trò của các chế độ tỷ giá là một yếu tố quan trọng trong thực tiễn thương mại,

đặc biệt trong việc lập hóa đơn và thanh toán thương mại, từ lâu đã bị bỏ quên hạn

chế trong các tài liệu, đặc biệt là trong các tài liệu thực nghiệm. Một lý do có thể là

sự thống trị của đồng đô la Mỹ (USD) và đồng Euro trong việc lập hoá đơn cho

thương mại quốc tế. Một lý do khác có thể là đại đa số các nghiên cứu trong lĩnh vực

này kiểm tra Hoa Kỳ và các đối tác thương mại của nó, và do đó không có vấn đề tiền

tệ trung gian liên quan. Đơn vị tiền tệ trung gian là trường hợp thương mại song

phương được lập hóa đơn hoặc thanh toán không phải bằng đồng tiền của nước sở tại

cũng không phải của nước nhập khẩu, nhưng bằng một loại đồng tiền thứ ba.

Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và thương mại quốc tế đã được nghiên cứu điều

tra rộng rãi trong các bài nghiên cứu cả về mặt lý thuyết lẫn thực nghiệm, tiên phong

Marshall (1923), và Lerner (1946), hiệu ứng đường cong J của Magee (1973), tiếp

theo Bahmani-Oskooee (1985), Rose và Yellen (1989), Bahmani-Oskooee và Ratha

(2004), Auboin và Ruta (2011) và Huchet-Bourdon và Korinek (2011) để xem xét tỷ

giá tăng tác động thế nào đối với cán cân thương mại.

Ở nội dung bài nghiên cứu này, tác giả tập trung khía cạnh khác với tăng giảm tỷ

giá là biến động tỷ giá, biến động tỷ giá nhấn mạnh sự không chắc chắn tỷ giá, rủi ro

tỷ giá thay vì giá trị tăng lên hay giảm xuống của đồng tiền. Chủ đề về biến động tỷ

giá ít được quan tâm nghiên cứu hơn so với tăng giảm tỷ giá. Ngoài ra, tác giả tập

trung khía cạnh hẹp hơn trong thương mại quốc tế là thương mại song phương.

Một vài nghiên cứu khác liên quan đến mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và

quan hệ thương mại xuất hiện với sự đổ vỡ của hệ thống Bretton Woods vào năm

1973. Cụ thể, câu hỏi được tranh cãi nhiều nhất là liệu sự biến động tỷ giá có làm

giảm thương mại quốc tế hay không. Các nghiên cứu trước đây về biến động tỷ giá

ảnh hưởng đến thương mại song phương có nghiên cứu chỉ ra mối tương quan âm,

nhưng có cả nghiên cứu cho bằng chứng là dương và thậm chí là không tác động.

Hooper và Kohlhagen (1978) đã thực hiện một trong những nghiên cứu song phương

đầu tiên, sử dụng OLS để đánh giá các dòng thương mại của Hoa Kỳ và Đức với các

đối tác thương mại trong suốt những năm 1966 – 1975 nhưng không thấy có những

tác động âm đáng kể về sự biến động tỷ giá đối với thương mại. Trong nghiên cứu

của Cushman (1983), rủi ro tỷ giá hối đoái có tác động dương đến thương mại (bao

gồm hai dòng thương mại của Pháp) và tác động âm lên 7 trường hợp khi quan sát

mối quan hệ song phương giữa Mỹ với Anh, Pháp, Đức, Canada, và Nhật Bản; Đức

với Anh, Pháp và Nhật Bản trong giai đoạn 1965-1977. Cushman (1986) sử dụng

OLS để kiểm tra một đặc tả tương tự cho khối lượng xuất khẩu của Mỹ sang Anh, Hà

Lan, Pháp, Đức, Canada và Nhật Bản trong thời kỳ thả nổi và kết luận rằng tác động

ngược chiều của sự không chắc chắn của tỷ giá đã tăng lên trong thời kỳ thả nổi.

Koray và Lastrapes (1989) sử dụng mô hình tự hồi quy vector Var để thực hiện nghiên

cứu mối quan hệ của biến động tỷ giá hối đoái thực đối với nhập khẩu song phương

của Hoa Kỳ từ các quốc gia như Anh, Pháp, Đức, Nhật Bản và Canada. Kết quả cho

thấy tác động của sự biến động tỷ giá vào nhập khẩu là yếu kém, tác động của biến

động vào nhập khẩu sẽ tăng từ chế độ tỷ giá cố định sang chế độ tỷ giá linh hoạt. Pozo

(1992) nghiên cứu giai đoạn 1900 – 1940 về xuất khẩu của Anh sang Hoa Kỳ. Kết

quả cho thấy biến động tỷ giá hối đoái thực sự làm giảm khối lượng thương mại.

Caporale và Doroodian (1994) xem xét sự không chắc chắn về tỷ giá thực có ảnh

hưởng đến dòng thương mại Mỹ và Canada trong giai đoạn từ năm 1974 – 1992. Kết

luận của tác giả cho thấy rằng sự không chắc chắn về tỷ giá có tác động ngược chiều

đáng kể đối với dòng thương mại. Aristotelous (2001) nghiên cứu tác động của biến

động tỷ giá, chế độ tỷ giá đối với xuất khẩu của Anh sang Mỹ sử dụng mô hình trọng

lực với số liệu hàng năm trong giai đoạn 1889 – 1999, kết quả cho thấy biến động tỷ

giá không có ảnh hưởng đến khối lượng xuất khẩu của Anh sang Mỹ.

Dựa trên nghiên cứu của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016) nghiên cứu về tác

động của biến động tỷ giá đối với thương mại song phương trong bối cảnh với một

đồng tiền trung gian. Bài nghiên cứu đã tìm ra mô hình thương mại song phương

trọng lực dựa trên mô hình cung và cầu để khảo sát tác động của biến động tỷ giá đối

với thương mại song phương trong chế độ tỷ giá đối với đồng tiền trung gian. Việc

giới thiệu đồng tiền trung gian cho phép hai tác giả trả lời cho câu hỏi liệu sự thay

đổi trong khối lượng thương mại do sự biến động của tỷ giá song phương chủ yếu là

do sự thay đổi của cầu hay của cung, hay cả hai. Cụ thể hơn, kết quả cho thấy việc

tăng giá dự kiến đồng tiền nước nhập khẩu đối với đồng tiền trung gian sẽ thúc đẩy

nhập khẩu, nhưng tác động của đồng tiền nước xuất khẩu đối với đồng tiền trung gian

là không rõ ràng. Hơn nữa, sự biến động cao trong tỷ giá đồng tiền của một quốc gia

so với đồng tiền trung gian cũng sẽ làm giảm lượng nhập khẩu. Theo quan điểm thực

nghiệm, sự phân tách tỷ giá song phương giữa hai đơn vị tiền tệ thành tỷ giá song

phương của hai đơn vị tiền tệ này so với đồng tiền trung gian cung cấp một giải pháp

thay thế mới để tránh các vấn đề kinh tế của các nguyên nhân đảo ngược tiềm năng

trong việc đánh giá tác động – thương mại có ảnh hưởng đến tỷ giá thay vì tỷ giá hối

đoái ảnh hưởng đến thương mại. Hơn nữa, bài nghiên cứu cũng cho thấy những ảnh

hưởng rõ rệt của mức thu nhập, mức giá cũng như mức thuế quan của nước nhập khẩu

đối với thương mại.

Với tầm quan trọng của mối quan hệ giữa tỷ giá và quan hệ thương mại quốc tế

trong bối cảnh của đơn vị tiền tệ trung gian và đặc biệt là trong giai đoạn nền kinh tế

Việt Nam đang hội nhập khu vực và toàn cầu hóa hiện nay, tác giả đã quyết định lựa

chọn đề tài: “Nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá đối với thương mại song

phương giữa Việt Nam và Trung Quốc” nhằm tìm ra câu trả lời cho mối quan hệ

trên như thế nào.

1.2. Mục tiêu nghiên cứu

Bài nghiên cứu xem xét tác động của biến động tỷ giá đối với quan hệ thương

mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc.

1.3. Câu hỏi nghiên cứu

Trong phạm vi của bài nghiên cứu này, về xem xét tác động của biến động tỷ giá

đối với quan hệ thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc, bài nghiên

cứu cụ thể trả lời câu hỏi sau:

Trong dài hạn và ngắn hạn, tác động biến động tỷ giá đến xuất khẩu song phương

giữa Việt Nam đến Trung Quốc và ngược lại như thế nào?

Nếu tồn tại tác động biến động tỷ giá đến xuất khẩu song phương thì tác động

này là cùng chiều hay ngược chiều, trong trường hợp Việt Nam và Trung Quốc?

1.4. Đối tượng nghiên cứu

Bài nghiên cứu sẽ thực hiện việc nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá đối

với quan hệ thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc thông qua đơn

vị tiền tệ trung gian là USD trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017.

1.5. Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích, tổng hợp các nghiên cứu lý

thuyết thực nghiệm về tác động của biến động tỷ giá đối với quan hệ thương mại song

phương. Từ đó xây dựng mô hình thực nghiệm, thu thập dữ liệu và thực hiện phân

tích phương pháp định lượng trên dữ liệu chuỗi thời gian. Lần lượt thực hiện kiểm

định tính dừng, đồng liên kết nhằm kiểm soát hiện tượng hồi quy giả mạo và lựa chọn

mô hình phân tích. Kết quả kiểm định dữ liệu cho phép thực hiện phân tích hồi quy

dài hạn và ngắn hạn. Bài nghiên cứu cũng kiểm soát các giả thiết cổ điển phương sai

thay đổi, tự tương quan nhằm đảm bảo ước lượng có tính tin cậy trong đóng góp bằng

chứng thực nghiệm.

Công cụ thực hiện định lượng trong bài nghiên cứu là Stata 13, Eviews 8.

1.6. Ý nghĩa của đề tài

Mặc dù trên thế giới và trong nước đã có nhiều nghiên cứu khoa học về mối quan

hệ giữa tỷ giá và quan hệ thương mại quốc tế nhưng bài nghiên cứu sẽ có một đóng

góp quan trọng bằng cách đưa ra một cách tiếp cận mới đó chính là nghiên cứu biến

động tỷ giá đối với quan hệ thương mại song phương trong bối cảnh đơn vị tiền tệ

trung gian cả về mặt lý thuyết lẫn thực nghiệm. Cụ thể:

Thứ nhất, sự phân tách của tỷ giá song phương giữa hai loại tiền tệ thành tỷ giá

song phương của hai loại tiền tệ này so với đơn vị tiền tệ trung gian giúp xác định

nguồn gốc biến động về thương mại do biến động của tỷ giá song phương theo nghĩa

tác động lên cầu hay cung hay cả hai. Trong khuôn khổ lý thuyết này, tỷ giá của đồng

tiền nước xuất khẩu đối với đơn vị tiền tệ trung gian dự kiến sẽ ảnh hưởng trực tiếp

đến hoạt động thương mại và chủ yếu thông qua giao dịch cung cấp hàng hóa, trong

khi tỷ giá của đồng tiền nước nhập khẩu so với đồng tiền trung gian dự kiến sẽ ảnh

hưởng đến thương mại chủ yếu thông qua phía cầu. Cụ thể hơn, trong khuôn khổ lý

thuyết này, việc tăng giá đồng tiền nước nhập khẩu đối với đồng tiền trung gian dự

kiến sẽ thúc đẩy nhập khẩu, nhưng tác động của việc tăng giá đồng tiền nước xuất

khẩu đối với đồng tiền trung gian là không rõ ràng. Hơn nữa, sự biến động đồng tiền

nước nhập khẩu đối với đồng tiền trung gian dự kiến sẽ làm giảm nhập khẩu.

Thứ hai, sự phân tách tỷ giá song phương của hai loại tiền tệ thành tỷ giá song

phương của hai loại tiền tệ sang đồng tiền trung gian cũng là một giải pháp thay thế

mới nhằm giải quyết vấn đề đảo ngược quan hệ nhân quả - thương mại có ảnh hưởng

đến tỷ giá thay vì tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến thương mại.

Thứ ba, đây cũng là một trong những nghiên cứu thực nghiệm đầu tiên về thương

mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc – một đối tác thương mại hàng đầu

của Việt Nam, dữ liệu cập nhật đến thời gian gần nhất nghiên cứu.

Bên cạnh đó, bài nghiên cứu còn tiến hành phân tích hiệu ứng dài hạn và hiệu

ứng ngắn hạn của các tác động để giúp làm rõ hơn vấn đề được thảo luận.

1.7. Bố cục của luận văn

Nội dung chính của luận văn bao gồm 5 chương và được trình bày cụ thể theo

trình tự như sau:

Chương 1: Giới thiệu đề tài

Trong chương này, tác giả sẽ làm rõ lý do chọn đề tài nghiên cứu, mục tiêu nghiên

cứu, câu hỏi nghiên cứu, đối tượng nghiên cứu đồng thời giới thiệu tổng quan về

phương pháp nghiên cứu và ý nghĩa khoa học và thực tiễn khi thực hiện đề tài.

Chương 2: Các thảo luận nghiên cứu và các bằng chứng thực nghiệm trên thế

giới về tác động của biến động tỷ giá đến quan hệ thương mại song phương

Trong chương này, tác giả sẽ trình bày một số thảo luận nghiên cứu về mối quan

hệ giữa biến động tỷ giá và thương mại quốc tế và những bằng chứng thực nghiệm

về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và thương mại song phương.

Chương 3: Phương pháp nghiên cứu.

Trong chương này, tác giả sẽ trình bày mô hình cơ sở lý thuyết, phương pháp

nghiên cứu, giải thích các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình, mô tả các

đặc điểm của mô hình thực nghiệm, các giả định đặt ra để kiểm định và nguồn dữ liệu

để thực hiện nghiên cứu.

Chương 4: Kết quả nghiên cứu

Trong chương này, tác giả sẽ trình bày việc phân tích thương mại song phương

giữa Việt Nam và Trung Quốc, phân tích thống kê mô tả các biến đưa vào mô hình,

trình bày các kết quả kiểm định. Nội dung chính của chương này tác giả trình bày kết

quả nghiên cứu thực nghiệm về tác động của biến động tỷ giá đối với quan hệ thương

mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc.

Chương 5: Kết luận

Ở chương này, tác giả sẽ thực hiện việc tổng kết lại những vấn đề nghiên cứu,

kết luận lại kết quả thực nghiệm từ mô hình nghiên cứu, nêu lên những hạn chế của

đề tài và hướng mở rộng đề tài.

CHƯƠNG 2. CÁC THẢO LUẬN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VÀ

BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM

Trong chương này, tác giả sẽ đưa ra các thảo luận nghiên cứu về mối quan hệ

giữa biến động tỷ giá và quan hệ thương mại bao gồm các nghiên cứu về tác động

âm, tác động dương, không tác động và vai trò của đồng tiền trung gian trong thương

mại quốc tế. Đồng thời, tác giả trình bày các bằng chứng thực nghiệm về tác động

của biến động tỷ giá đến thương mại song phương.

2.1. Các thảo luận nghiên cứu trước đây về tác động của biến động tỷ giá đến

quan hệ thương mại

Biến động tỷ giá (exchange rate volatility / exchange rate risk / exchange rate

variance) có thể được định nghĩa là rủi ro liên quan đến các chuyển động bất ngờ

không mong muốn trong tỷ giá hối đoái.

Kể từ khi sự kiện Bretton – Woods xảy ra vào năm 1973, một cuộc tranh luận

mới đã bắt đầu xuất hiện trong các nghiên cứu kinh tế về lựa chọn chế độ tỷ giá cố

định và chế độ tỷ giá linh hoạt. Một số nhà kinh tế học chấp nhận chuyển đổi sang tỷ

giá linh hoạt thì cho rằng biến động tỷ giá sẽ làm tăng thương mại quốc tế. Ngược lại,

những nhà kinh tế học khác không chấp nhận việc chuyển đổi sang tỷ giá hối đoái

linh hoạt thì cho rằng biến động tỷ giá sẽ làm giảm thương mại quốc tế.

2.1.1. Các nghiên cứu về tác động ngược chiều của biến động tỷ giá đến

thương mại quốc tế

Trong khi nhóm các nhà kinh tế học thừa nhận ưu điểm của việc chuyển đổi sang

chế độ tỷ giá linh hoạt, thì những nhà kinh tế học khác vẫn cho rằng việc chuyển đổi

sang tỷ giá hối đoái linh hoạt sẽ làm giảm mức độ giao dịch quốc tế. Lập luận của họ

dựa trên quan điểm cho rằng các thương nhân e ngại rủi ro sẽ làm giảm sản lượng của

họ khi phải đối mặt với sự gia tăng biến động tỷ giá hối đoái do việc chuyển đổi sang

chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi.

Ethier (1973) giả định rằng các quyết định của một công ty e ngại rủi ro đối với

cả khối lượng hàng hoá nhập khẩu và số tiền chuyển đổi kỳ hạn đạt được trong môi

trường không chắc chắn về tỷ giá. Sự không chắc chắn về tỷ giá được xác định như

là độ lệch chuẩn của tỷ giá giao ngay. Giả sử giá nhập khẩu được xác định bằng ngoại

tệ và công ty biết trước doanh thu đối với bất kỳ mức tỷ giá nhất định nào, sự không

chắc chắn về tỷ giá không ảnh hưởng đến mức độ thương mại, nhưng điều này ảnh

hưởng mức độ chuyển đổi kỳ hạn. Tuy nhiên, rất ít công ty biết trước được mức doanh

thu và Ethier mở rộng mô hình để đưa sự không chắc chắn về vị thế của công ty. Kết

quả cho thấy mức độ thương mại trở nên nhạy cảm với sự biến động của tỷ giá và

phản ứng bất lợi đối với sự không chắc chắn về tỷ giá. Ethier lưu ý rằng những kết

quả này là mạnh mẽ để thay đổi về giả định đồng tiền được chỉ định trong hợp đồng

xuất khẩu. Các công ty có thể giảm sự tác động của biến động tỷ giá đối với thương

mại bằng việc tham gia vào hợp đồng kỳ hạn.

Clark (1973) cho rằng mức độ biến động tỷ giá hối đoái có thể ảnh hưởng đến

mức xuất khẩu của một quốc gia. Theo ông, nếu không bình giá giữa hai nước, sẽ có

sự không chắc chắn lớn hơn đối với thương mại và đầu tư quốc tế, nguyên nhân vì

các doanh nhân sẽ không thể dự đoán được tỷ giá mà họ có thể tính được giá trị trong

nước của các giao dịch nước ngoài. Ngoài ra, còn do rủi ro giao dịch trên thị trường

ngoại hối sẽ tốn kém hơn theo một tỷ giá linh hoạt. Kể từ khi tỷ giá hối đoái được thả

nổi đã làm tăng chi phí và rủi ro của hoạt động ngoại thương dẫn đến sự sụt giảm

phúc lợi xã hội trên thế giới.

Phân tích của Clark (1973) dựa trên giả định rằng một công ty sẵn sàng tham gia

vào thương mại quốc tế phụ thuộc vào việc họ đánh giá về triển vọng dài hạn của lợi

nhuận trong hoạt động thương mại quốc tế. Việc đánh giá như vậy phải tính đến việc

có hay không có khả năng dự đoán được giá trị nội tệ của doanh thu bán hàng nước

ngoài của công ty. Nhìn chung, sẽ có những biến động trong lợi nhuận do những thay

đổi bất ngờ về tỷ giá hối đoái, sự gia tăng biến động của lợi nhuận sẽ làm giảm khối

lượng thương mại nếu các nhà xuất khẩu e ngại rủi ro: đường cung xuất khẩu sẽ thay

đổi và dịch chuyển giảm sang trái.

Clark (1973) giải thích có hai lý do tại sao một công ty xuất khẩu có thể không

thể loại trừ hoàn toàn các biến động không lường trước được bằng đồng nội tệ tương

đương với doanh thu nước ngoài do sự biến động của tỷ giá hối đoái. Thứ nhất, các

thị trường kỳ hạn bằng ngoại tệ có thể không được phát triển đầy đủ cho các khoản

thu ngoại tệ. Nếu thời hạn tối đa của một hợp đồng kỳ hạn ít hơn khoảng thời gian

mà công ty muốn phòng ngừa, thì công ty sẽ phải chịu một số tổn thất từ rủi ro hối

đoái. Lý do thứ hai, rủi ro tỷ giá có thể không thể tránh được do đó công ty có thể

không chắc chắn về giá trị ngoại hối có thể nhận được. Nếu giá ngoại tệ của hàng hoá

được giao dịch là một biến ngẫu nhiên mà không bị ảnh hưởng bởi quyết định đầu ra

của một công ty riêng lẻ nhưng bị ảnh hưởng bởi thu nhập ở nước ngoài. Nhưng thu

nhập ở nước ngoài sẽ dao động theo một cách không thể đoán trước được nên công

ty không có khả năng dự báo giá nước ngoài. Theo Clark, đối với các thị trường kỳ

hạn hoàn hảo công ty có thể làm giảm biến động của lợi nhuận (thể hiện bằng đồng

nội tệ) do biến động tỷ giá, nhưng không thể loại bỏ nó.

Demers (1991) giả định một công ty cạnh tranh là người trung lập về mức độ ưa

thích rủi ro sẽ không chắc chắn về tình trạng cầu do sự không chắc chắn về giá do rủi

ro tỷ giá. Ông nhận định rằng do sự không chắc chắn về tình trạng cầu khi biến động

tỷ giá xảy ra và sự đầu tư không thể thu hồi dẫn đến hành vi đầu tư thận trọng hơn,

mức đầu tư sẽ thấp hơn trong trường hợp thị trường tồn tại biến động tỷ giá so với

trường hợp điều kiện các thông tin thị trường tốt. Vì thế nên sản lượng sản xuất sẽ

giảm và khối lượng thương mại cũng sẽ giảm theo thời gian. Tức là do sự không chắc

chắn về tỷ giá dẫn đến thương mại sẽ giảm.

Theo Chowdhurry (1993), do những người tham gia thị trường e ngại rủi ro nên

khi biến động tỷ giá tăng, để tránh những rủi ro do biến động tỷ giá mang lại những

người tham gia thị trường sẽ chủ động giảm các giao dịch thương mại nước ngoài và

chuyển dần sang các giao dịch trong nước.

2.1.2. Các nghiên cứu về tác động cùng chiều của biến động tỷ giá đến

thương mại quốc tế

Tuy nhiên, các nghiên cứu khác cho thấy biến động tỷ giá tăng có thể có tác động

ngược lại và làm tăng khối lượng thương mại. Quan điểm này dựa trên lập luận cho

rằng biến động tỷ giá dẫn đến tác động thay thế và tác động thu nhập ngược chiều

nhau. Mối quan hệ ngược chiều này có thể được giải thích như sau: Khi biến động tỷ

giá tăng sẽ làm xuất khẩu hiện tại của công ty giảm đi (tác động thay thế) nhưng do

rủi ro này sẽ làm giảm tổng doanh thu dự kiến nên công ty sẽ tăng cường các nguồn

lực để có nhiều đơn hàng hơn do đó xuất khẩu tăng (tác động thu nhập).

De Grauwe (1988) sử dụng mô hình một nhà sản xuất trong điều kiện cạnh tranh

phải quyết định giữa việc bán hàng tại thị trường trong nước và nước ngoài để giải

thích mối quan hệ này. Cả hai giá cả trong nước và nước ngoài đều được cố định và

vì vậy nguồn rủi ro duy nhất cho nhà sản xuất là giá nội tệ xuất khẩu. Với những giả

định này, phản ứng của nhà sản xuất đối với việc gia tăng rủi ro tỷ giá (chỉ ra sự gia

tăng của sự biến động tỷ giá hối đoái) phụ thuộc hoàn toàn vào việc lợi ích cận biên

dự kiến của thu nhập xuất khẩu là một hàm lồi hoặc lõm của tỷ giá hối đoái. Trường

hợp các nhà sản xuất chỉ có một chút lo ngại rủi ro, họ sẽ sản xuất ít cho xuất khẩu vì

rủi ro tỷ giá cao làm giảm lợi ích cận biên mong đợi của doanh thu xuất khẩu. Tuy

nhiên, nếu nhà sản xuất cực kỳ mạo hiểm, các nhà sản xuất sẽ muốn xuất khẩu nhiều

hơn để tránh sự suy giảm quá nhiều trong dòng thu nhập của họ. Điều này có nghĩa

là tăng rủi ro tỷ giá sẽ làm tăng lợi ích cận biên dự kiến của doanh thu xuất khẩu.

Franke (1991) phân tích chiến lược xuất khẩu của một công ty có mức ưa thích

rủi ro trung lập và có thể cung cấp hỗ trợ cho giả thuyết dương. Công ty được giả

định hoạt động trong một khuôn khổ cạnh tranh độc quyền và tối đa hóa giá trị hiện

tại ròng của các dòng tiền dự kiến từ xuất khẩu, được xác định là một hàm tăng của

tỷ giá hối đoái thực. Chiến lược xuất khẩu này gắn liền với chi phí giao dịch. Một

công ty bắt đầu xuất khẩu phải chịu chi phí tham gia vào thị trường nước ngoài. Nếu

công ty ngừng không tham gia xuất khẩu, thì cũng phải chịu chi phí này. Công ty sẽ

cân nhắc giữa chi phí gia nhập thị trường nước ngoài và phần lợi nhuận do xuất khẩu

tạo ra. Và cân nhắc giữa chi phí rời bỏ thị trường nước ngoài và phần tổn thất từ hoạt

động xuất khẩu. Tương tự như giá trị của một quyền chọn cổ phiếu, giá trị của chiến

lược xuất khẩu này phụ thuộc vào biến động tỷ giá. Một công ty phải chịu tổn thất từ

xuất khẩu nếu tỷ giá hối đoái bằng với ngang giá tỷ giá (parity rate), tức là mức giá

mà hàng hóa thương mại quốc tế có mức độ đắt tiền như nhau ở thị trường trong nước

và ở nước ngoài. Đối với những công ty có bất lợi so sánh, dòng tiền dự kiến từ xuất

khẩu sẽ tăng với tốc độ biến động nhanh hơn mức chi phí tham gia dự kiến (entry

cost). Do đó, giá trị xuất khẩu tăng lên cùng với sự biến động của tỷ giá hối đoái. Tức

là trường hợp dòng tiền là hàm lồi với tỷ giá hối đoái, giá trị hiện tại của dòng tiền sẽ

tăng nhanh hơn chi phí gia nhập và từ bỏ (entry and exit costs). Trong kịch bản này,

mô hình dự đoán rằng các doanh nghiệp sẽ sớm bước vào thị trường và thoát ra sau

đó khi biến động tỷ giá tăng lên và số lượng các công ty kinh doanh sẽ tăng lên.

Ngược lại, điều này không đúng đối với một công ty có lợi thế so sánh, nghĩa là một

công ty thu được lợi nhuận khi tỷ giá hối đoái bằng với ngang giá tỷ giá.

Sercu (1992) cũng cho thấy sự biến động tỷ giá có thể làm tăng thương mại. Theo

quan điểm của Sercu, ông cho rằng thoạt nhìn, biến động tỷ giá tăng lên có thể dẫn

đến hệ lụy tăng thuế hay chi phí vận chuyển. Nếu việc phòng ngừa rủi ro là không

thể hoặc tốn kém và các thương nhân e ngại rủi ro thì lợi nhuận kỳ vọng được điều

chỉnh theo rủi ro từ thương mại sẽ giảm khi rủi ro về tỷ giá tăng lên. Điều này sẽ làm

các thương nhân tham gia thương mại quốc tế nản lòng nên dẫn đến giá cả sẽ cao

hơn. Do đó, biến động tỷ giá tăng có thể làm tăng thương mại vì điều này làm tăng

giá mà một thương nhân nhận được vượt quá chi phí thương mại.

Sercu và Vanhulle (1992) cho rằng sự gia tăng biến động tỷ giá làm tăng giá trị

của các công ty xuất khẩu thông qua việc tỷ giá tác động đến giá cả và khối lượng,

và cũng khuyến khích xuất khẩu khi chiến lược xuất khẩu hấp dẫn hơn đầu tư trực

tiếp tại quốc gia nhập khẩu để sản xuất. Sự biến động tỷ giá làm các công ty tăng đầu

tư vào năng lực xuất khẩu, các công ty cũng sẵn sàng chịu thua lỗ (ví dụ tham gia vào

việc bán phá giá) trước khi họ từ bỏ thị trường xuất khẩu. Broll và Eckwert (1999)

kết luận rằng sự biến động làm tăng giá trị của một quyền chọn xuất khẩu của thương

nhân; vì rủi ro này làm tăng lợi ích tiềm tàng từ thương mại, khối lượng thương mại

sẽ tăng lên tương ứng.

Dellas và Zilberfarb (1993) sử dụng mô hình danh mục tài sản nghiên cứu biến

động tỷ giá và quan hệ thương mại. Tuy nhiên, không giống như hầu hết các nghiên

cứu khác tập trung vào sự khác biệt của tỷ giá khi xác định sự biến động, các tác giả

giả định những biến động không lường trước được về tỷ giá hối đoái là yếu tố cấu

thành rủi ro. Tài sản trong mô hình của các tác giả là một hợp đồng thương mại không

bị tổn thất có chứa một yếu tố rủi ro đó chính là sự thay đổi tỷ giá hối đoái. Phân tích

của các tác giả chỉ xem xét một cá nhân tiêu thụ cũng như nhập khẩu và xuất khẩu cả

hàng hoá sẵn có. Kết quả của mô hình cho thấy sự gia tăng rủi ro của lợi nhuận trên

các tài sản (tức là sự gia tăng biến động tỷ giá) có thể làm tăng hoặc giảm đầu tư

(nghĩa là thương mại) tùy thuộc vào tính chất của tham số rủi ro giả định. Nếu giả

thuyết là hàm lồi, thì tăng rủi ro sẽ làm tăng mức xuất khẩu. Điều ngược lại là đúng

khi giả thuyết là hàm lõm. Kết quả mạnh mẽ này được tìm thấy khi điều kiện thị

trường chuyển đổi với chi phí giao dịch khác không và sản xuất đã có sẵn.

2.1.3. Các nghiên cứu về biến động tỷ giá không có tác động đến thương

mại quốc tế

Các nghiên cứu khác còn kết luận rằng biến động tỷ giá không có tác động rõ

ràng đến thương mại quốc tế. Willett (1986) cho rằng mặc dù trong thời kỳ tỷ giá hối

đoái thả nổi, biến động tỷ giá có thể làm gia tăng rủi ro thương mại quốc tế. Tuy

nhiên, ông cho rằng biến động tỷ giá chủ yếu phản ánh sự mất ổn định cơ bản và

không làm gia tăng lớn về khoảng cách giữa rủi ro thương mại trong nước và rủi ro

thương mại quốc tế. Tác giả kêu gọi việc phân tích ở cấp độ ngành để xác định hiệu

ứng rủi ro cấp độ ngành cụ thể.

Vì vậy, có thể nhận thấy các nghiên cứu dự đoán rằng biến động tỷ giá sẽ có tác

động ngược chiều, có tác động cùng chiều hay không có tác động gì đối với dòng

chảy thương mại quốc tế.

2.1.4. Vai trò đồng tiền trung gian trong quan hệ thương mại

Mặc dù có rất nhiều tài liệu đề cập đến mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và thương

mại quốc tế nhưng các nghiên cứu về vai trò của đồng tiền trung gian trong việc đánh

giá tác động của biến động tỷ giá đối với thương mại quốc tế thì tương đối không

nhiều.

Khi bán sang thị trường nước ngoài, một công ty xuất khẩu có thể lập hóa đơn

cho giao dịch thương mại quốc tế bằng đồng tiền của quốc gia mình, bằng đồng tiền

của quốc gia nhập khẩu hoặc bằng đồng tiền thứ ba. Quyết định lập hoá đơn này đóng

một vai trò trung tâm trong việc truyền tải các cú sốc qua các quốc gia, bằng cách ảnh

hưởng đến mức độ mà các thay đổi tỷ giá làm thay đổi giá tương đối quốc tế. Vai trò

của các chế độ tỷ giá là một yếu tố quan trọng trong thương mại quốc tế, đặc biệt

trong việc lập hóa đơn và thanh toán thương mại, từ lâu đã bị bỏ quên trong các nghiên

cứu. Một lý do có thể là sự thống trị hiện tại của đồng đô la Mỹ (USD) và đồng Euro

trong việc lập hoá đơn cho thương mại quốc tế. Một lý do khác có thể là đại đa số các

nghiên cứu kiểm tra Mỹ và các đối tác thương mại của quốc gia này, và do đó không

có vấn đề đồng tiền trung gian liên quan.

Trong các nghiên cứu trước đây về đồng tiền trung gian, cuộc thảo luận chủ yếu

tập trung vào việc quốc tế hóa tiền tệ, với những người tiên phong như Cohen (1971),

McKinnon (1979), và Krugman (1980, 1984). Ví dụ, liên quan đến các lý do tại sao

một số loại tiền tệ, chẳng hạn như đồng bảng Anh và đồng đô la Mỹ, đã trở thành

phương tiện trao đổi của các loại tiền tệ khác, Krugman (1980) phát triển một mô

hình gồm ba quốc gia của trạng thái cân bằng thanh toán với chi phí giao dịch và cho

thấy cách một loại tiền tệ nào đó có thể xuất hiện như một phương tiện trao đổi quốc

tế. Theo Goldberg và Tille (2008), đồng đô la Mỹ là sự lựa chọn đơn vị tiền tệ chính

trong các giao dịch xuất khẩu và nhập khẩu của Hoa Kỳ, và nó cũng là một đồng tiền

chi phối trong việc xuất hoá đơn của cả xuất khẩu và nhập khẩu bởi các nước bên

ngoài Châu Âu. Cả Hàn Quốc và Thái Lan đều sử dụng USD cho hơn 80% các giao

dịch thương mại. Tương tự, Nhật Bản, Úc và Malaysia sử dụng USD trong hơn 50%

các giao dịch thương mại. Ngay cả ở các nước thuộc khu vực Châu Âu, USD vẫn

được sử dụng trong khoảng 1/3 lượng xuất khẩu và gần 40% nhập khẩu. Ngoài ra,

các nước trong khu vực Châu Âu sử dụng đáng kể đồng Euro, hóa đơn được lập bằng

đồng Euro chiếm từ 40% đến 50% xuất khẩu.

Về mối liên hệ giữa các đơn vị tiền tệ trung gian và thương mại quốc tế, Baron

(1976) và Giovannini (1988) là những người đầu tiên chính thức hóa vấn đề lựa chọn

đơn vị tiền tệ trong thương mại quốc tế, nhấn mạnh vai trò của biến động trong các

biến số kinh tế vĩ mô ở các nước khác nhau. Nói chung, các doanh nghiệp có động cơ

để lập hóa đơn thương mại của mình bằng đồng tiền của một quốc gia mà sự biến

động của các cú sốc là vừa phải, vì điều này sẽ làm giảm thiểu sự biến động của tỷ

giá hối đoái liên quan đến loại tiền tệ được đề cập. Trên thực tế, Wilander (2013) tìm

thấy vai trò của sự biến động tỷ giá trong việc xuất hoá đơn của các nhà xuất khẩu

Thụy Điển. Tiếp theo Krugman (1980), Rey (2001) phát triển một mô hình ba quốc

gia về kinh tế thế giới để nghiên cứu sự xuất hiện của các loại tiền tệ trung gian, với

trọng tâm là vai trò của mô hình thương mại quốc tế trong quá trình cải tiến. Những

đóng góp sau này với các nghiên cứu lý thuyết sâu rộng trong lĩnh vực này bao gồm

Devereux và các cộng sự (2004), Bacchetta và Van Wincoop (2005), cũng như

Goldberg và Tille (2008), giới thiệu các quan điểm khác như tính năng của ngành,

quy mô các quốc gia, …. Gần đây, Devereux và Shi (2013) khám phá bản chất của

lợi ích hiệu quả phát sinh từ đồng tiền trung gian thông qua việc xây dựng một mô

hình cân bằng động tổng thể.

Bằng cách giới thiệu một đơn vị tiền tệ trung gian, chúng ta có thể phân rã tỷ giá

song phương của hai loại tiền tệ vào tỷ giá song phương của hai loại tiền tệ so với

đồng tiền trung gian. Sự phân hủy như vậy giúp xác định liệu sự biến động về khối

lượng thương mại do sự biến động của tỷ giá song phương chủ yếu do sự thay đổi về

nhu cầu hay nguồn cung hay cả hai. Ví dụ, tỷ giá của đồng tiền nước xuất khẩu đối

với đồng tiền trung gian dự kiến sẽ ảnh hưởng trực tiếp đến thương mại, chủ yếu

thông qua phía cung của giao dịch. Hơn nữa, cặp tỷ giá hối đoái bị phân rã sẽ không

bị ảnh hưởng bởi thương mại song phương giữa các đối tác thương mại đang được

thảo luận nhưng những thay đổi trong tỷ giá hối đoái bị phân rã sẽ được chuyển thành

các biến thể của tỷ giá song phương giữa các đối tác thương mại và do đó ảnh hưởng

dòng chảy thương mại giữa hai nước. Do đó bằng cách kiểm tra tỷ giá song phương

của đồng tiền các quốc gia giao dịch thương mại đối với đồng tiền trung gian, chúng

ta có thể tránh được các vấn đề kinh tế lượng về khả năng đảo ngược giữa tỷ giá và

thương mại.

2.2. Bằng chứng thực nghiệm về tác động biến động tỷ giá đến thương mại

song phương

Hooper và Kohlhagen (1978) trong nghiên cứu “The effects of exchange rate

uncertainty on the prices and volume of international trade” đã dùng mô hình xác

định rủi ro bởi cầu nhập khẩu và cung xuất khẩu của thị trường hàng hóa thương mại

nghiên cứu tác động của sự không chắc chắn về tỷ giá hối đoái đối với thương mại

song phương và đa phương giữa Mỹ, Đức và các quốc gia công nghiệp khác trong

giai đoạn 1965 – 1975. Nếu thương nhân là người thích rủi ro thì một sự gia tăng

trong rủi ro tỷ giá sẽ làm khối lượng thương mại giảm một cách rõ ràng cho dù rủi ro

là do các nhà nhập khẩu hoặc xuất khẩu. Tuy nhiên, tác giả cũng nhận thấy rằng tác

động của sự gia tăng rủi ro về tỷ giá hối đoái đối với giá hàng hóa có thể ở cả hai

hướng, tùy thuộc vào ai sẽ chịu rủi ro. Nếu nhà nhập khẩu chịu rủi ro, giá sẽ giảm khi

nhu cầu nhập khẩu giảm, trong khi nếu các nhà xuất khẩu chịu rủi ro thì giá sẽ tăng

khi các nhà xuất khẩu chịu phần bù rủi ro càng cao. Cuối cùng, tác giả giả định rằng

tất cả các yếu tố quyết định cung và cầu xuất khẩu ngoại trừ tỷ giá hối đoái của giai

đoạn tiếp theo được biết đến một cách chắc chắn, do đó rủi ro tỷ giá là nguồn rủi ro

duy nhất trong mô hình. Tuy nhiên, nếu những thay đổi giá khác không chắc chắn và

được bù đắp bởi sự thay đổi tỷ giá, tác giả cho rằng kết quả đã phóng đại tác động

của rủi ro hối đoái lên hệ thống. Kết quả cho thấy rủi ro tỷ giá có tác động ngược

chiều đáng kể lên giá thị trường trong trường hợp các nhà nhập khẩu chắc chắn sẽ

phải đối mặt với phần lớn rủi ro tỷ giá. Điều đó làm tăng rủi ro giao dịch, nhu cầu

nhập khẩu giảm, và giá thị trường giảm. Ngoài ra, có một tác động cùng chiều đáng

kể lên giá xuất khẩu trong trường hợp các nhà xuất khẩu chịu rủi ro cao nhất, giá xuất

khẩu của Hoa Kỳ thấp hơn 2% và nhập khẩu tăng 1,5%. Vì vậy, sự không chắc chắn

về tỷ giá đã có một tác động đáng kể lên giá nhưng không ảnh hưởng đáng kể đến

khối lượng thương mại. Những ảnh hưởng về giá hỗ trợ những kết quả khảo sát trước

đây về việc xác định đồng tiền trong các hợp đồng xuất khẩu, cụ thể là ngoại trừ một

số hàng nhập khẩu của Hoa Kỳ còn phần lớn giao dịch thương mại được xác định

bằng đồng tiền của nhà xuất khẩu.

Thursby và Thursby (1987) trong bài nghiên cứu “Bilateral trade flows, the

Linder hypothesis, and exchange risk” thực hiện nghiên cứu các giá trị xuất khẩu của

17 quốc gia sử dụng dữ liệu hàng năm trong giai đoạn 1974 – 1982. Trong mô hình

này, giá trị của các dòng thương mại được chia thành một thành phần giá cả và một

thành phần số lượng. Các yếu tố quyết định dòng chảy thương mại là CPI và GDP

của hai quốc gia; một biến thể nắm bắt thị hiếu người tiêu dùng; giá xuất khẩu, nhập

khẩu tương đối, chi phí vận chuyển; mức thuế quan đại diện bởi biến giả cho thành

viên khối mậu dịch, tỷ giá danh nghĩa và cơ hội phòng ngừa. Uớc tính của sự biến

động được sử dụng là độ lệch tiêu chuẩn của tỷ giá giao ngay xung quanh một xu

hướng dự đoán, kỹ thuật ước lượng là OLS với các biến trễ. Các tác giả nhận thấy

rằng trong phần lớn (10/17) trường hợp, sự không chắc chắn làm giảm lượng thương

mại.

Bài nghiên cứu “U.S. bilateral trade flows and exchange risk during the floating

period” của Cushman (1988) kiểm tra rủi ro tỷ giá hối đoái thực tác động đến thương

mại song phương trong suốt giai đoạn tỷ giá linh hoạt bằng việc sử dụng năm phương

pháp đo lường rủi ro khác nhau trong đó có hai phương pháp mới được sử dụng.

Nghiên cứu đã thực hiện từ giai đoạn 1974 – 1983 với mối quan hệ thương mại với

sáu quốc gia bao gồm Anh, Hà Lan, Pháp, Đức, Canada, Nhật Bản và sử dụng các

biến số vĩ mô như xuất khẩu, tổng sản lượng quốc gia của nước nhập khẩu, mức sử

dụng năng lực sản xuất của nước nhập khẩu, chi phí nhân công của nước nhập khẩu,

chi phí nhân công của nước xuất khẩu, tỷ giá giữa đồng tiền của quốc gia nhập khẩu

và quốc gia xuất khẩu. Kết quả nghiên cứu cho thấy rủi ro có tác động âm đáng kể

trong 5/6 dòng thương mại nhập khẩu của Hoa Kỳ và tác động dương đối với 2/6

dòng thương mại xuất khẩu của Hoa Kỳ với hầu hết các trường hợp có tác động mạnh

mẽ là đối với Hà Lan, Anh và Nhật Bản. Rủi ro tác động đến xuất khẩu của Mỹ thì ít

kết luận chỉ có hai kết luận dương là xuất khẩu đến Anh và Canada và một trường

hợp tác động âm khó hiểu là xuất khẩu sang Nhật Bản. Nghiên cứu này thì phù hợp

với những nghiên cứu trước đó về thương mại của Mỹ. Hai biện pháp đo lường rủi ro

sử dụng tỷ giá hối đoái kỳ hạn và giả định rằng một sự khác biệt về thời gian có thể

ảnh hưởng đáng kể đến những thứ khác.

Theo Koray và Lastrapes (1989) trong nghiên cứu “Real exchange rate volatility

and U.S. bilateral trade: A Var approach” thì tác động của biến động tỷ giá vào nhập

khẩu là yếu kém. Bài nghiên cứu đã sử dụng mô hình vector tự hồi quy Var để thực

hiện nghiên cứu mối quan hệ của biến động tỷ giá hối đoái thực đối với nhập khẩu

song phương của Hoa Kỳ từ các quốc gia như Anh, Pháp, Đức, Nhật Bản và Canada.

Ngoài biến số tỷ giá, nhập khẩu của Hoa Kỳ từ các quốc gia thì mô hình còn bao gồm

các biến số vĩ mô khác như cung tiền, tỷ suất sinh lời trái phiếu dài hạn của Chính

phủ, chỉ số giá tiêu dùng, chỉ số sản xuất của Hoa Kỳ và các quốc gia; và được ước

tính riêng cho từng quốc gia. Bằng việc thiết lập và ước lượng mô hình cho mỗi

trường hợp song phương sử dụng số liệu hàng tháng trong giai đoạn 1959 – 1985,

thực hiện việc ước lượng tách biệt giai đoạn tỷ giá hối đoái cố định Bretton Woods

và giai đoạn tỷ giá hối đoái linh hoạt. Kết quả chính cho thấy tác động của sự biến

động của tỷ giá vào nhập khẩu là yếu kém, mặc dù các cú sốc thường xuyên về biến

động có tác động ngược chiều đến đo lường thương mại và những tác động này thì

tương đối quan trọng hơn trong giai đoạn tỷ giá linh hoạt. Tuy nhiên, tác động của

biến động vào nhập khẩu sẽ tăng từ chế độ tỷ giá cố định sang chế độ tỷ giá linh hoạt.

Do đó, các cú sốc thường xuyên biến động có xu hướng làm giảm nhập khẩu.

Theo bài nghiên cứu “Conditional exchange rate volatility and the volume of

international trade: Evidence from the early 1900s” của Pozo (1992) đã ủng hộ giả

thuyết cho rằng sự biến động tỷ giá hối đoái có tác động làm trì trệ đến khối lượng

thương mại vào đầu những năm 1990. Bài nghiên cứu đã sử dụng dữ liệu hàng năm

giai đoạn 1900 – 1940 về xuất khẩu của Anh sang Hoa Kỳ, tỷ giá hối đoái thực, thu

nhập thực (đại diện là GNP), bốn biến giả kiểm soát những thay đổi trong hệ thống

tiền tệ quốc tế và các sự kiện bất thường khác diễn ra trong giai đoạn này. Tác giả đã

sử dụng hai phương pháp khác nhau để đo lường sự biến động của tỷ giá và sử dụng

như là các biến độc lập trong các phương trình ước tính khối lượng thương mại.

Phương pháp đầu tiên thu được bằng cách sử dụng phương pháp chung của sự không

chắc chắn về tỷ giá hối đoái – độ lệch chuẩn của tỷ lệ phần trăm thay đổi tỷ giá hối

đoái. Phương pháp đo lường thứ hai một sự biến thiên theo thời gian hoặc có điều

kiện của hàng loạt thay đổi tỷ giá hối đoái được sử dụng như là một thước đo của sự

không chắc chắn về tỷ giá hối đoái. Thống kê này được tính bằng giả định rằng chuỗi

tỷ giá hối đoái tuân theo giả định của mô hình tự biến động phương sai tổng quát

(generalised autosactive heteroskedastic – GARCH). Kết quả ước tính sử dụng hai

thước đo về sự biến động tỷ giá hối đoái cho thấy sự biến động của tỷ giá hối đoái

thực sự làm giảm khối lượng thương mại.

Caporale và Doroodian (1994) với bài nghiên cứu “Exchange rate variability and

the flow of international trade” đã sử dụng mô hình GARCH-M song phương để đo

lường sự khác biệt có điều kiện của tỷ giá hối đoái thực giữa Mỹ và Canada để kiểm

tra xem liệu sự không chắc chắn về tỷ giá thực có ảnh hưởng đến dòng thương mại

Mỹ và Canada trong giai đoạn từ năm 1974 – 1992. Kết luận của tác giả cho thấy

rằng sự không chắc chắn về tỷ giá có tác động ngược chiều đáng kể đối với dòng

thương mại.

McKenzie và Brooks (1997) với “The impact of exchange rate volatility on

German-US trade flows” đã thực hiện nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá đối

với quan hệ thương mại song phương giữa Đức và Mỹ trong giai đoạn 1973 – 1992

bằng cách sử dụng mô hình ARCH để ước tính sự biến động tỷ giá. Bài nghiên cứu

này đưa ra kết quả thực nghiệm khác với những nghiên cứu trước đây về mối quan

hệ giữa biến động tỷ giá và thương mại song phương giữa các nước. Kết quả cho thấy

biến động tỷ giá có mối quan hệ cùng chiều với thương mại có ý nghĩa thống kê nhất

định trong giai đoạn quan sát.

Aristotelous đã thực hiện bài nghiên cứu “Exchange rate volatility, exchange rate

regime, and trade volume: evidence from the UK–US export function (1889–1999)”

vào năm 2001 để xem xét tác động của biến động tỷ giá, chế độ tỷ giá đối với xuất

khẩu của Anh sang Mỹ sử dụng mô hình trọng lực với số liệu hàng năm trong giai

đoạn 1889 – 1999. Kết quả thực nghiệm đã dẫn đến hai kết luận chính sau. Thứ nhất,

sự biến động tỷ giá không có ảnh hưởng đến khối lượng xuất khẩu của Anh sang Mỹ.

Phát hiện này ủng hộ những người cho rằng sự biến động tỷ giá có thể không có tác

động đến thương mại và có thể có tác động đến một số yếu tố khác như giá cả hoặc

đầu tư trực tiếp nước ngoài. Thứ hai, không có bằng chứng nào cho thấy bất kỳ chế

độ tỷ giá hối đoái nào từ cuối thế kỷ 19 đến thế kỷ 20 có tác động đến khối lượng

xuất khẩu của Anh sang Mỹ.

Trong nghiên cứu “The impact of exchange rate volatility on World and Intra-

trade flows of SAARC countries của Chee-Wooi Hooy và Chee-Keong Choong

(2010) về việc xem xét liệu sự biến động tỷ giá có tác động đến thương mại thế giới

và thương mại song phương của các quốc gia trong Hiệp hội hợp tác khu vực Nam Á

(SAARC) trong giai đoạn từ tháng 1 năm 1990 đến tháng 8 năm 2005. Bài nghiên

cứu đã sử dụng cách tiếp cận giới hạn và mô hình biến động tỷ giá bất đối xứng. Dựa

trên sự biến động tỷ giá có điều kiện được tạo ra từ một mô hình EGARCH, kết quả

của hàm cầu xuất khẩu được ước lượng bằng cách tiếp cận kiểm định đồng liên kết

(Bound test) cho thấy tồn tại trạng thái cân bằng dài hạn giữa xuất khẩu, thu nhập,

chênh lệch giá và biến động tỷ giá ở Bangladesh, Ấn Độ, Pakistan và Sri Lanka. Biến

động tỷ giá có một tác động cùng chiều đối với xuất khẩu ở hầu hết các nước nhưng

không phải tất cả các nước Nam Á. Nghiên cứu ủng hộ giả thuyết cho rằng sự biến

động tỷ giá gây áp lực lên chi phí đối với những người tham gia thị trường không ưa

thích rủi ro và họ phản ứng bằng cách ưa thích thương mại hơn. Sự biến động tỷ giá

ở những nước này làm giảm thương mại song phương với nền kinh tế thế giới, đồng

thời khuyến khích thương mại song phương với các đối tác của SAARC, điều này tạo

ra dòng chảy thương mại giữa các nước Nam Á.

Nghiên cứu “Effects of exchange rate variations on bilateral trade with a vehicle

currency: evidence from China and Singapore” của Guangpu Yang, Qingyang Gu

(2016) nghiên cứu về tác động của sự biến động về tỷ giá đối với thương mại song

phương giữa Trung Quốc và Singapore giai đoạn 1993 – 2013 trong bối cảnh với một

đồng tiền trung gian. Bài nghiên cứu đã tìm ra mô hình thương mại song phương

trọng lực dựa trên mô hình cung và cầu để khảo sát tác động của biến động tỷ giá đối

với thương mại song phương trong chế độ tỷ giá đối với đồng tiền trung gian. Việc

giới thiệu đồng tiền trung gian cho phép tác giả trả lời cho câu hỏi liệu sự thay đổi

trong khối lượng thương mại do sự biến động của tỷ giá song phương chủ yếu là do

sự thay đổi của cầu hay của cung, hay cả hai. Cụ thể hơn, kết quả cho thấy việc tăng

giá dự kiến đồng tiền nước nhập khẩu đối với đồng tiền trung gian sẽ thúc đẩy nhập

khẩu, nhưng tác động của đồng tiền nước xuất khẩu đối với đồng tiền trung gian là

không rõ ràng. Hơn nữa, sự biến động cao trong tỷ giá đồng tiền của một quốc gia so

với đồng tiền trung gian cũng sẽ làm giảm lượng nhập khẩu. Theo quan điểm thực

nghiệm, sự phân tách tỷ giá song phương giữa hai đơn vị tiền tệ thành tỷ giá song

phương của hai đơn vị tiền tệ này so với đồng tiền trung gian cung cấp một giải pháp

thay thế mới để tránh các vấn đề kinh tế của các nguyên nhân đảo ngược tiềm năng

trong việc đánh giá tác động – thương mại có ảnh hưởng đến tỷ giá thay vì tỷ giá hối

đoái ảnh hưởng đến thương mại. Hơn nữa, bài nghiên cứu cũng cho thấy những ảnh

hưởng rõ rệt của mức thu nhập, mức giá cũng như mức thuế quan của nước nhập khẩu

đối với khối lượng thương mại.

Bảng 2.1: Tổng hợp một số nghiên cứu về sự biến động của tỷ giá và thương mại song phương

Biến Tác giả Nghiên cứu Phạm vi – Thời gian phụ Biến độc lập Kết quả (năm) thuộc

Hooper và The effects of Mỹ, Đức giai đoạn Khối Đơn giá sản xuất (trong Sự biến động không có tác động

Kohlhagen exchange rate 1966 – 1975 lượng nước và nước ngoài), đáng kể đến khối lượng thương

nhập (1978) uncertainty on the giá trong nước, thu mại; sự biến động tỷ giá hối đoái

khẩu nhập, năng lực của nhà đã có một tác động ngược chiều prices and volume

sản xuất đáng kể đến giá cả. of international

trade

Abrams International 19 quốc gia bao gồm Giá trị Thu nhập, thu nhập Sự không chắc chắn của tỷ giá có

(1980) Flows Áo, Úc, Bỉ, Canada, xuất nước ngoài, khoảng tác động ngược chiều với thương Trade

Đan Mạch, Phần Lan, khẩu cách, biến giả cộng mại quốc tế. Under

Flexible Pháp, Tây Đức, đồng kinh tế Châu Âu

Exchange Rates Iceland, Ireland, Ý, EEC, biến giả Hiệp

Nhật Bản, Hà Lan, Na định thương mại tự do

Uy, Bồ Đào Nha, EFTA

Thụy Điển, Thụy Sĩ,

Anh, Mỹ trong giai

đoạn 1973 – 1976

Cushman The effects of real Nghiên cứu giai đoạn Khối Đơn giá sản xuất (trong Rủi ro tỷ giá có tác động ngược

(1983) exchange rate risk 1965-1977 với từng lượng nước và nước ngoài), chiều với thương mại 7/16 (trong

on international cặp như sau: Mỹ với xuất GNP danh nghĩa, khả đó có các trường hợp liên quan

trade Anh, Pháp, Đức, khẩu năng sử dụng năng lực giữa thương mại của Mỹ với

Canada, Nhật Bản; sản xuất của nhà nhập Cananda, Nhật Bản, Pháp và

Đức với Anh, Pháp, khẩu, tỷ giá hối đoái xuất khẩu của Đức sang Pháp) và

Canada; thực của nhà nhập khẩu rủi ro tỷ giá có tác động cùng

R, biến động R, và một chiều trong 3/16 trường hợp.

biến giả để nắm bắt các

sự gián đoạn thương

mại do cuộc đình công

Cushman Has exchange risk Mỹ đến Anh, Hà Lan, Khối Thu nhập, mức sử dụng Sự biến động có tác động ngược

(1986) depressed Pháp, Đức, Canada, lượng năng lực sản xuất, chi chiều với thương mại, nhưng cần

international Nhật Bản giai đoạn xuất phí thực trong nước và phải thêm tác động của quốc gia

trade? The impact 1965 – 1977, 1973 – khẩu nước ngoài, tỷ giá hối thứ ba

1983 đoái thực

ofthird-country

exchange risk

Cushman US bilateral trade Mỹ đến Anh, Hà Lan, Khối Thu nhập, mức sử dụng Rủi ro có tác động âm đáng kể

(1988) flows and Pháp, Đức, Canada, lượng năng lực sản xuất của trong 5/6 dòng thương mại nhập

exchange risk Nhật Bản giai đoạn xuất nhà nhập khẩu, chi phí khẩu của Hoa Kỳ và tác động

during the 1974 – 1983 khẩu lao động thực của nhà dương đối với 2/6 luồng thương

floating period nhập khẩu, tỷ giá hối mại xuất khẩu của Hoa Kỳ với

đoái thực, Sự thay đổi hầu hết các trường hợp có tác

phần trăm của trung động mạnh mẽ là đối với Hà

bình động 4 quý của tỷ Lan, Anh và Nhật Bản. Rủi ro

giá, biến giả đình công tác động đến xuất khẩu của Mỹ

thì ít kết luận chỉ có hai kết luận

dương là xuất khẩu đến Anh và

Canada và một trường hợp tác

động âm khó hiểu là xuất khẩu

sang Nhật Bản.

Brada và Exchange rate 30 quốc gia phát triển Giá trị Thu nhập, dân số, Sự biến động làm giảm thương

Mendez risk, exchange và kém phát triển khoảng cách, và biến mại. Tuy nhiên, sự giảm này xuất

(1988) rate regime and giả sự tồn tại các hiệp không tồi tệ như việc giảm khẩu

the volume of định thương mại ưu đãi thương mại bởi các chính sách

international trade giữa hai quốc gia thương mại hạn chế của các

nước duy trì tỷ giá hối đoái cố

định.

Koray và Real exchange Hoa Kỳ đến các quốc Khối Tỷ giá, nhập khẩu, cung Sự biến động của tỷ giá vào nhập

Lastrapes rate volatility and gia như Anh, Pháp, lượng tiền, tỷ suất sinh lời trái khẩu là yếu kém, mặc dù các cú

(1989) U.S. bilateral Đức, Nhật Bản và nhập phiếu dài hạn của Chính sốc thường xuyên về biến động

trade: A Var Canada trong giai khẩu phủ, chỉ số giá tiêu có tác động ngược chiều đến đo

approach đoạn 1959 – 1985 dùng, chỉ số sản xuất lường thương mại. Tác động của

biến động vào nhập khẩu sẽ tăng

từ chế độ tỷ giá cố định sang chế

độ tỷ giá linh hoạt.

Pozo (1992) Conditional Anh, Mỹ giai đoạn Khối Tỷ giá hối đoái thực, Sự biến động tỷ giá hối đoái có

exchange rate 1900 – 1940 lượng thu nhập thực (đại diện tác động làm trì trệ đến khối

volatility and the là GNP), bốn biến giả

kiểm soát những thay lượng thương mại vào đầu volume of xuất

đổi trong hệ thống tiền những năm 1990. international khẩu

tệ quốc tế và các sự kiện trade: Evidence

bất thường khác diễn ra from the early

trong giai đoạn này 1900s

Caporale và Exchange rate Mỹ đến Canada, giai Khối Thu nhập, sản xuất Sự không chắc chắn về tỷ giá có

Doroodian variability and the đoạn 1974 – 1992 lượng công nghiệp của Mỹ, tỷ tác động ngược chiều và có ý

(1994) flow of giá hối đoái thực của nghĩa thống kê với dòng thương nhập

international trade Mỹ với Canada mại khẩu

Aristotelous Exchange rate Anh đến Mỹ, giai đoạn Khối Thu nhập, GDP nước Sự biến động tỷ giá không có

(2001) volatility, 1889 – 1999 lượng ngoài, giá tương đối, ảnh hưởng đến khối lượng xuất

biến giả chiến tranh khẩu của Anh sang Mỹ. exchange rate xuất

regime, and trade khẩu

volume: evidence

from the UK–US

export function

(1889–1999)

Aristotelous The impact of the Mỹ đến Canada, Nhật Khối Thu nhập, GDP nước Biến động tỷ giá có tác động

(2002) post-1972 floating Bản, Đức, Anh lượng ngoài, giá tương đối, ngược chiều đến khối lượng xuất

biến giả thời kỳ tỷ giá khẩu khi có biến giả chế độ tỷ giá xuất exchange rate

khẩu linh hoạt regime on US

Exports

De Vita và Real exchange Mỹ đến Canada, Khối Thu nhập, giá tương đối Sự biến động có tác động đến

Abbott rate volatility and Mexico, Nhật Bản, lượng XK của Mỹ đối với hầu hết các

(2004b) US exports: an Đức, Anh, giai đoạn xuất thị trường, mặc dù dấu hiệu và

ARDL 1987 – 2001 khẩu cường độ là khác nhau giữa các

bounds testing trường hợp. Đối với Đức, Anh,

approach Mexico thì tác động ngược

chiều, Nhật Bản tác động cùng

chiều.

Guangpu Effects of Trung Quốc, Giá trị Thu nhập – đại diện chỉ Việc tăng giá dự kiến đồng tiền

Yang, exchange rate Singapore giai đoạn xuất số bán lẻ, chỉ số giá tiêu nước NK đối với đồng tiền trung

Qingyang variations on 1993 – 2013 khẩu, dùng CPI, tỷ giá đồng gian sẽ thúc đẩy NK, tác động

Gu (2016) bilateral trade tiền mỗi quốc gia với của đồng tiền nước XK đối với nhập

with a vehicle đồng tiền trung gian là không rõ khẩu

currency: đồng USD, biến giả ràng. Sự biến động cao trong tỷ

evidence from WTO, biến giả WTA giá đồng tiền của một quốc gia

China and so với đồng tiền trung gian cũng

Singapore sẽ làm giảm lượng NK.

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp từ các nghiên cứu

KẾT LUẬN CHƯƠNG 2

Trong chương 2, tác giả đã thảo luận các nghiên cứu về mối quan hệ cùng chiều,

mối quan hệ ngược chiều giữa biến động tỷ giá và thương mại; và các nghiên cứu về

biến động tỷ giá không có tác động đến thương mại quốc tế. Bên cạnh đó, tác giả thực

hiện việc trình bày vai trò của đồng tiền trung gian trong thương mại quốc tế. Cuối

cùng, tác giả đưa ra các bằng chứng thực nghiệm về tác động của biến động tỷ giá

đến thương mại song phương.

CHƯƠNG 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Trong chương 3 tác giả sẽ thực hiện việc đưa ra mô hình lý thuyết để nhằm củng

cố mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và thương mại quốc tế bao gồm mô hình lý

thuyết về thương mại song phương trọng lực, mô hình thương mại song phương trọng

lực với đồng tiền trung gian (vehicle currency) với nền tảng là mô hình thực nghiệm

của Thursby và Thursby (1987) và được phát triển bởi Guangpu Yang và Quingyang

Gu (2016). Đồng thời, trong chương 3 tác giả trình bày mô tả các biến và dữ liệu cho

mô hình thực nghiệm ước lượng. Bên cạnh đó, tác giả sẽ trình bày mô hình thực

nghiệm của mô hình thương mại song phương – mô hình trọng lực trên cơ sở đồng

tiền trung gian giữa quốc gia xuất khẩu và nhập khẩu. Cuối cùng, trong chương này

tác giả trình bày phương pháp sử dụng để ước lượng mô hình và các kiểm định cần

thiết cho mô hình.

3.1. Mô hình lý thuyết

Trong phần này, tác giả trình bày về một số mô hình nghiên cứu về tác động của

biến động tỷ giá đối với quan hệ thương mại song phương. Bên cạnh đó, tác giả trình

bày về mô hình trọng lực, một trong những mô hình được sử dụng rộng rãi để giải

thích quan hệ thương mại song phương giữa hai quốc gia. Đồng thời, tác giả trình bày

một số mô hình thương mại song phương trọng lực và cuối cùng tác giả trình bày mô

hình nghiên cứu của luận văn – mô hình thương mại song phương trọng lực với đồng

tiền trung gian trên nền tảng cơ sở là mô hình thực nghiệm của Thursby và Thursby

(1987) và dựa trên sự phát triển của Guangpu Yang và Quingyang Gu (2016).

3.1.1. Mô hình thương mại song phương

Có một số lượng lớn các bài nghiên cứu xem xét tác động của biến động tỷ giá

đối với quan hệ thương mại. Các nghiên cứu này thường tồn tại dưới ba loại sau: Loại

đầu tiên, nghiên cứu tập trung vào việc sử dụng dữ liệu tổng hợp xuất khẩu và nhập

khẩu giữa một quốc gia và phần còn lại của thế giới để xem xét tác động này. Vì vậy,

loại này thường được gọi là nghiên cứu sử dụng dữ liệu thương mại tổng hợp. Loại

thứ hai, nghiên cứu sử dụng dữ liệu thương mại song phương giữa một quốc gia và

các đối tác thương mại lớn của quốc gia đó. Loại thứ ba, nghiên cứu sử dụng dữ liệu

thương mại phân tách ở cấp độ hàng hóa/ cấp độ ngành công nghiệp để đánh giá biến

động của tỷ giá đến mối quan hệ thương mại, và đồng thời phân tách xuất khẩu và

nhập khẩu để kiểm định tác động một cách chính xác và độc lập.

Trong khi các nghiên cứu về các dòng chảy thương mại tổng hợp của các quốc

gia đã tạo ra những kết quả quan trọng có ý nghĩa đáng kể – sự biến động tỷ giá

thường làm giảm lưu lượng thương mại. Khuynh hướng tổng hợp là một vấn đề tiềm

ẩn nếu thương mại song phương của một quốc gia với các đối tác khác nhau đã tạo ra

những phản ứng cùng chiều và ngược chiều dẫn đến việc đã hủy bỏ lẫn nhau ở mức

tổng hợp. Do đó, các nghiên cứu song phương có thể cung cấp một phân tích chính

xác hơn, khi đánh giá tỷ giá song phương – tỷ giá mà các nhà xuất khẩu và nhập khẩu

thực sự sử dụng. Cũng như đã được chứng minh, theo thời gian các phương pháp thực

nghiệm được sử dụng trong các nghiên cứu song phương đã được cải thiện, kết quả

họ đã nhất quán. Tuy nhiên, những nghiên cứu này khác nhau về đặc điểm mô hình

sử dụng, các mô hình đưa vào một loạt các biến giải thích khác nhau. Mặc dù các

nghiên cứu đầu tiên đã sử dụng nhiều biến số hơn những mô hình gần đây, các mô

hình trọng lực thương mại cũng phổ biến trong các nghiên cứu về sự không chắc chắn

tỷ giá.

Các phân tích song phương đầu tiên về tác động của biến động tỷ giá hối đoái

cũng bao gồm nhiều biến số kinh tế hơn các nghiên cứu sau này. Hooper và

Kohlhagen (1978) đã thực hiện một trong những nghiên cứu song phương đầu tiên,

sử dụng phương pháp ước lượng hồi quy tổng bình phương sai số nhỏ nhất (OLS) để

đánh giá các dòng thương mại của Hoa Kỳ và Đức với các đối tác thương mại trong

giai đoạn những năm 1966 – 1975. Biến động được đưa ra theo ba cách đo lường

khác nhau: sử dụng độ lệch chuẩn của 13 quan sát tỷ giá hối đoái hàng tuần, kỳ vọng

trong mỗi giai đoạn và sự chênh lệch trung bình tuyệt đối trong khoảng thời gian 13

tuần. Các tác giả chỉ chọn rủi ro tỷ giá hối đoái làm rủi ro đại diện chứ không phải

các loại rủi ro khác; do đó sẽ tập trung vào biến động của tỷ giá giao ngay trong tương

lai. Các tác giả nhận thấy rằng sự biến động không có tác động đáng kể đến thương

mại; các tác giả kết luận rằng sự tập trung vào biến động ngắn hạn có thể đã bỏ qua

một số hiệu ứng về số lượng có thể đã được gây ra bởi biến động dài hạn. Ngoài ra,

nghiên cứu đã xây dựng một phương trình giá cho thấy rằng biến động tỷ giá hối đoái

đã có một tác động đáng kể đến giá cả.

Cushman (1983) đưa ra mô hình khối lượng xuất khẩu như là một hàm của đơn

vị sản xuất, GNP danh nghĩa, khả năng sử dụng năng lực sản xuất của nhà nhập khẩu,

tỷ giá hối đoái thực của nhà nhập khẩu (R), độ không chắc chắn, những thay đổi tỷ lệ

phần trăm gần đây trong R, và một biến giả để nắm bắt các sự gián đoạn thương mại

do cuộc đình công. Biến động được ước lượng là độ lệch tiêu chuẩn trong bốn quý

của tốc độ tăng trưởng của tỷ giá hối đoái danh nghĩa liên quan đến lạm phát và 14

dòng thương mại của Mỹ với Anh, Pháp, Đức, Canada, và Nhật Bản; Đức với Anh,

Pháp và Nhật Bản trong giai đoạn 1965 – 1977 được xem xét. Trong nghiên cứu này,

rủi ro tỷ giá hối đoái có tác động dương đến dòng thương mại (bao gồm hai dòng

thương mại của Pháp) và tác động âm lên 7 trường hợp.

Trong một nghiên cứu khác, Cushman (1986) lại sử dụng OLS để kiểm tra một

đặc tả tương tự cho khối lượng xuất khẩu của Mỹ sang Anh, Hà Lan, Pháp, Đức,

Canada và Nhật Bản trong thời kỳ thả nổi. Mô hình này cho biết thêm rủi ro của nước

thứ ba nhằm kết hợp các hiệu ứng bên ngoài. Cushman kết luận rằng những ảnh

hưởng này là cần thiết khi xây dựng một mô hình thương mại, nhằm nắm bắt rủi ro

gián tiếp cũng như trực tiếp. Do đó, những nghiên cứu đã bỏ qua yếu tố trên có thể

đã phóng đại những ảnh hưởng của rủi ro trực tiếp (song phương). Trong khi

Cushman nhận thấy rằng tác động ngược chiều của sự không chắc chắn đã tăng lên

trong thời kỳ thả nổi, thì các hiệu ứng của quốc gia thứ ba cần phải được xem xét.

Tuy nhiên, ít nghiên cứu gần đây đã làm như vậy; các hiệu ứng của nước thứ ba

thường bị bỏ qua.

Cuối cùng, Cushman (1988) kiểm tra một số các phép đo biến động khác nhau

bằng cách sử dụng phương trình bao gồm: độ lệch tiêu chuẩn bốn phần trăm của thay

đổi tỷ lệ phần trăm trong R, độ lệch chuẩn di chuyển 12 tháng theo cùng một mức,

kỳ vọng tỷ giá hối đoái danh nghĩa ba tháng dựa trên tỷ giá kỳ hạn và độ lệch chuẩn

di chuyển 12 tháng dựa trên sự mong đợi. Dữ liệu hàng quý cho thời kỳ thả nổi ở

Anh, Hà Lan, Pháp, Đức, Canada và Nhật Bản đã cho thấy kết quả ngược chiều trong

10/12 dòng thương mại và những tính toán biến động này dựa trên tỷ giá kỳ hạn và

giả định “phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian” dường như có mức ý nghĩa tốt hơn

một chút. Các dòng thương mại đến Nhật Bản cho thấy một hiệu ứng cùng chiều. Do

đó, những phân tích ban đầu này nhận thấy rằng sự không chắc chắn tỷ giá hối đoái

đã có kết quả hỗn hợp không đồng nhất.

3.1.2. Mô hình trọng lực

Mô hình trọng lực được sử dụng rộng rãi trong những năm gần đây để giải thích

quan hệ thương mại song phương giữa hai quốc gia. Đây là một trong những mô hình

kinh tế thực nghiệm thành công, nó đã mang đến những điểm nhấn rõ nét về sự tương

tác giữa các biến kinh tế và các yếu tố dịch chuyển đối với thương mại quốc tế. Mô

hình trọng lực lấy ý tưởng từ định luật vạn vật hấp dẫn trong vật lý học của Isaac

Newton, định luật phát biểu rằng giữa hai vật thể luôn tồn tại một lực hấp dẫn tỷ lệ

thuận với khối lượng của hai vật thể và tỷ lệ nghịch với bình phương khoảng cách

của chúng.

Mô hình trọng lực được Tinbergen (1962) và Poyhonen (1963) giới thiệu lần đầu

nhằm giải thích mô hình trao đổi thương mại giữa các nước Châu Âu. Trong mô hình

này, giá trị hàng hóa xuất khẩu từ nước i đến nước j được giải thích bởi quy mô nền

kinh tế của hai nước (được đo lường bằng GNP hay GDP), bởi vì quy mô thị trường

của nước nhập khẩu sẽ xác định nhu cầu về hàng hóa mà nước xuất khẩu có thể bán

và quy mô nền kinh tế của nước xuất khẩu sẽ quyết định số lượng hàng hóa sản xuất

cung ứng. Ngoài ra, số lượng hàng hóa được giả định là tỷ lệ nghịch với chi phí vận

chuyển giữa hai nước, mà chi phí này có thể tính gần đúng bằng khoảng cách địa lý

𝛽

giữa các quốc gia. Dạng cơ bản của mô hình trọng lực như sau:

𝛼 𝐺𝐷𝑃𝑖 𝜃 𝐷𝑖𝑗

𝐺𝐷𝑃𝑖 𝑇𝑖𝑗 =

trong đó 𝑇𝑖𝑗: thương mại song phương giữa quốc gia i và quốc gia j;

𝐺𝐷𝑃𝑖: quy mô nền kinh tế của quốc gia i, được đo lường bởi GDP;

𝐷𝑖𝑗: khoảng cách thương mại giữa hai quốc gia

Các tham số 𝛼, 𝛽, 𝜃 được ước lượng trong mô hình logarit tuyến tính. Mô hình

này giải thích thương mại song phương bằng cách sử dụng quy mô nền kinh tế,

khoảng cách giữa hai quốc gia: hai đối tác thương mại càng lớn thì dòng chảy thương

mại càng lớn, khoảng cách giữa hai quốc gia càng lớn thì thương mại song phương

càng nhỏ. Thông thường, mô hình trên giải thích 70% – 80% sự khác biệt trong dòng

chảy thương mại song phương.

Trên thực tế, vào đầu những năm 1990, mô hình này rất phù hợp trong các cơ chế

chính sách, đặc biệt là để phân tích những sự thay đổi lớn trong quan hệ thương mại

thế giới. Mô hình trọng lực được sử dụng phổ biến và ngày càng hoàn thiện trong các

nghiên cứu thực nghiệm về thương mại quốc tế. Một cách cụ thể, Linnermann (1966)

thực hiện việc bổ sung lần đầu tiên biến dân số vào mô hình trọng lực nhằm chỉ rõ

tác động ngược chiều của biến số này đối với thương mại, ngoài ra có thể kể đến

trong các nghiên cứu khác của Oguledo & Macphee (1994), Endoh (1999, 2000).

Phần lớn các nghiên cứu chỉ rõ tác động âm của nhân tố dân số đền luồng thương

mại. Tuy nhiên, một vài nghiên cứu (Brada và Mendez, 1985) chỉ rõ tác động dương

bởi vì dân số lớn hơn ở nước nhập khẩu có thể dẫn đến nhu cầu nhập khẩu tiềm năng

hơn. Điều nên quan tâm rằng người ta đã bổ sung nhiều biến giả vào mô hình Gravity

nhằm giải thích cho các nhân tố cá biệt mà có thể hỗ trợ hoặc ngăn cản luồng hàng

hóa song phương như nhân tố địa lý, nhân tố văn hóa và nhân tố thể chế.

3.1.3. Mô hình trọng lực của thương mại song phương

Trong khi các mô hình thương mại song phương sớm sử dụng một số biến số

kinh tế thuần túy, thì các mô hình trọng lực sử dụng phương pháp tiếp cận địa lý.

Thương mại có thể diễn ra do sự gần gũi của hai quốc gia, quy mô thị trường, biên

giới chung hoặc ngôn ngữ chung giữa hai quốc gia. Do đó, giá cả thuận lợi và tỷ giá

hối đoái (hiệu ứng thay thế) có thể không quan trọng như là vị trí ngay bên cạnh. Loại

mô hình này thường bắt gặp sự cạnh tranh không hoàn hảo hơn là thương mại tự do

hoàn toàn. Abrams (1980) sử dụng mô hình trọng lực để đánh giá giá trị (chứ không

phải khối lượng) của xuất khẩu song phương của 19 quốc gia sử dụng OLS tổng hợp.

Ông sử dụng các sai lệch chuẩn của cả cấp mức độ và tỷ lệ thay đổi của 12 giá trị tỷ

giá hối đoái hàng tháng trong mỗi năm đối với rủi ro đại diện, để nắm bắt được hai

loại rủi ro: dựa trên những thay đổi gần đây và dựa trên xu hướng. Abrams định ra

giá trị xuất khẩu như là hàm của GDP các nước nhập khẩu và xuất khẩu, khoảng cách

giữa mỗi cặp quốc gia, tỷ lệ phần trăm chênh lệch thu nhập bình quân đầu người của

mỗi cặp quốc gia và biến giả cho thành viên của Cộng đồng Kinh tế Châu Âu. Dữ

liệu hàng năm trong giai đoạn 1973 – 1976 cho thấy sự không chắc chắn có tác động

ngược chiều đáng kể đối với mẫu gộp cho phương trình sử dụng cả hai biến đại diện

cho việc đo lường biến động.

Một mô hình trọng lực khác được sử dụng bởi Thursby và Thursby (1987), những

người nghiên cứu các giá trị xuất khẩu của 17 quốc gia sử dụng dữ liệu hàng năm

trong giai đoạn 1974 – 1982. Trong mô hình này, giá trị của các dòng thương mại

được chia thành một thành phần giá cả và một thành phần số lượng. Các yếu tố quyết

định dòng chảy thương mại là CPI và GDP của hai quốc gia; một biến thể nắm bắt

thị hiếu người tiêu dùng; giá xuất khẩu, nhập khẩu tương đối, chi phí vận chuyển;

mức thuế quan đại diện bởi biến giả cho thành viên khối mậu dịch, tỷ giá danh nghĩa

và cơ hội phòng ngừa. Uớc tính của sự biến động được sử dụng là độ lệch tiêu chuẩn

của tỷ giá giao ngay xung quanh một xu hướng dự đoán, kỹ thuật ước lượng là OLS

với các biến số trễ. Các tác giả nhận thấy rằng trong phần lớn (10/17) trường hợp, sự

không chắc chắn làm giảm lượng thương mại. Ngoài ra, Thursby và Thursby đã kiểm

tra “Giả thuyết Linder”, trong đó nêu rõ rằng, bởi vì các nhà sản xuất thiết kế hàng

hóa của họ để phù hợp với thị hiếu trong nước, họ xuất khẩu hàng hoá chủ yếu sang

các nước có thu nhập tương tự - tương ứng với thị hiếu tương tự. Họ cũng ủng hộ

mạnh mẽ cho giả thuyết này.

Brada và Mendez (1988) kiểm tra giá trị xuất khẩu của 30 quốc gia phát triển và

kém phát triển theo hàm của thu nhập, dân số, khoảng cách, và sự tồn tại các hiệp

định thương mại ưu đãi giữa hai quốc gia. Để tránh sự phụ thuộc vào một sự biến

động cụ thể của biến động, các biến giả đơn giản được áp dụng để thể hiện các chế

độ tỷ giá hối đoái cố định và thả nổi giữa mỗi cặp quốc gia. Nhiều quốc gia đánh giá

trong nghiên cứu này là các thành viên của các hiệp định hợp tác như hệ thống tiền

tệ châu Âu; nhiều loại tiền tệ của các nước đã được gắn vào đồng đô la Mỹ, và các

loại tiền tệ khác được phép thả nổi ở một mức độ nào đó. Sử dụng OLS cho dữ liệu

hàng năm trong khoảng thời gian 1973 – 1977, bao gồm cả giai đoạn yên tĩnh và biến

động, kết quả của các tác giả xác nhận kết quả của các nghiên cứu trước đây: sự biến

động làm giảm thương mại. Tuy nhiên, các tác giả kết luận rằng sự giảm này không

tồi tệ như việc giảm thương mại bởi các chính sách thương mại hạn chế của các nước

duy trì tỷ giá hối đoái cố định.

3.1.4. Mô hình lý thuyết nghiên cứu

Mặc dù có rất nhiều nghiên cứu đề cập đến mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và

thương mại quốc tế nhưng những nghiên cứu về vai trò của đồng tiền trung gian trong

việc đánh giá tác động của biến động tỷ giá đối với thương mại quốc tế thì tương đối

nhỏ.

Để xem xét tác động của biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại song phương

giữa Trung Quốc và Việt Nam, bài nghiên cứu đã tham khảo nghiên cứu “Effects of

exchange rate variations on bilateral trade with a vehicle currency: evidence from

China and Singapore” của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016). Trong nghiên cứu

này, Guangpu Yang, Qingyang Gu đã dựa vào nghiên cứu của Thursby và Thursby

(1987) để đưa ra mô hình thương mại song phương trọng lực với đồng tiền trung gian

(vehicle currency) dựa trên nền tảng từ mô hình cung và cầu cơ bản.

Theo Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016) mô hình cầu cơ bản hay số lượng

hàng hóa xuất khẩu của quốc gia i theo nhu cầu của quốc gia j là một hàm của giá

nhập khẩu hàng hoá đó theo đồng tiền của nước j, giá nhập khẩu của quốc gia j đối

với các hàng hoá khác, thu nhập và thị hiếu của quốc gia j. Mô hình cung cơ bản là

sự cung ứng hàng hóa của quốc gia i đến quốc gia j, là một hàm của giá hàng hóa

được bán cho quốc gia j theo đồng tiền của quốc gia i, giá bán hàng hoá này ở các

quốc gia khác và khả năng sản xuất (xấp xỉ bằng thu nhập). Theo đó, chúng ta có:

𝑖 )

0 , 𝐶𝑃𝐼𝑗𝑡, 𝑌𝑗𝑡, 𝑍𝑗𝑡

(1) Cầu nhập khẩu: 𝑄𝑗𝑡

𝑖 , 𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡, 𝑌𝑖𝑡)

𝑖 , 𝑃𝐷𝑗𝑡 𝑖 , 𝑃𝑆0𝑡

𝑖 = 𝐷(𝑃𝐷𝑗𝑡 𝑖 = 𝑆(𝑃𝑆𝑗𝑡

(2) Cung xuất khẩu: 𝑄𝑗𝑡

trong đó:

𝑖 : số lượng hàng hóa xuất khẩu từ quốc gia i sang quốc gia j;

t: thời gian;

𝑖 : giá nhập khẩu của hàng hóa quốc gia i tại quốc gia j theo đồng tiền của quốc

𝑄𝑗𝑡

𝑃𝐷𝑗𝑡

0 : giá nhập khẩu của hàng hóa quốc gia khác đến quốc gia j;

gia j;

𝑃𝐷𝑗𝑡

𝐶𝑃𝐼𝑘𝑡: chỉ số giá tiêu dùng tại quốc gia k (k = i, j);

𝑖 : giá xuất khẩu của hàng hóa quốc gia i đến quốc gia j theo đồng tiền của quốc

𝑌𝑘𝑡: thu nhập của quốc gia k (k = i, j);

𝑃𝑆𝑗𝑡

𝑖 : giá xuất khẩu của hàng hóa quốc gia i đến các quốc gia khác;

gia i;

𝑖 : các yếu tố phản ánh thị hiếu của quốc gia j đối với hàng hóa của quốc gia i.

𝑃𝑆0𝑡

𝑍𝑗𝑡

Do thương mại song phương giữa hai quốc gia có liên quan đến đồng tiền trung

gian ví dụ như USD, cả nhà xuất khẩu và nhà nhập khẩu đều phải thanh toán bằng

USD trong hợp đồng ngoại thương và do đó tỷ giá hối đoái của cả đồng tiền quốc gia

i và đồng tiền quốc gia j đối với USD được quan tâm. Như vậy, giá nhập khẩu và xuất

khẩu của hàng hóa quốc gia i đến quốc gia j có thể được thể hiện như sau:

𝑖 = 𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡

𝑖 × 𝑅𝑗𝑡

𝑗 𝑗 × 𝐻𝐼𝑡

𝑗 ) × 𝐶𝑖𝑡

𝑖

(3) 𝑃𝐷𝑗𝑡

𝑈𝑆 × (1 + 𝜏𝑖𝑡 𝑈𝑆 × 𝐻𝐸𝑡 𝑖

𝑖 = 𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡

(4) 𝑃𝑆𝑗𝑡 × 𝑅𝑖𝑡

trong đó:

𝑖 𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡

𝑈𝑆: tỷ giá giao ngay của đồng USD với đồng tiền quốc gia k (k = i, j);

: giá nhập khẩu của hàng hóa quốc gia i tại quốc gia j theo đồng USD;

𝑅𝑘𝑡

𝑗 : mức thuế quan của quốc gia j áp dụng cho hàng hóa của quốc gia i; 𝜏𝑖𝑡

𝑗 : yếu tố chi phí vận chuyển từ quốc gia i đến quốc gia j;

𝑗: yếu tố phản ánh bất kỳ biện pháp phòng ngừa rủi ro nào của nhà nhập khẩu

𝐶𝑖𝑡

𝑖: yếu tố phản ánh bất kỳ biện pháp phòng ngừa rủi ro nào của nhà xuất khẩu

𝐻𝐼𝑡 tại quốc gia j;

𝐻𝐸𝑡

tại quốc gia i;

𝑗 +

Thực hiện một số phép biến đổi và lấy logarit, ta có:

𝑖 + 𝛼1

𝑖 + 𝛼2

𝑈𝑆 + 𝛼3

𝑖 ln 𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡

𝑖 ln 𝑄𝑗𝑡

𝑖 ln(1 + 𝜏𝑖𝑡

= 𝛼0

𝑖 ln 𝐻𝐼𝑡

𝑖 + 𝛼6

0 + 𝛼7

𝑖 ln 𝑅𝑗𝑡 𝑖 ln 𝐶𝑃𝐼𝑗𝑡 + 𝛼8

𝑖 ln 𝑌𝑗𝑡 + 𝛼9

𝑖 ln 𝑃𝐷𝑗𝑡

𝑗 ) + 𝛼4 𝑖 ln 𝑍𝑗𝑡

𝑖 ln 𝐶𝑖𝑡 𝑖 𝑖 + 𝜖1𝑗𝑡

𝑖 ln 𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡 +

(5) 𝛼5

𝑖 + 𝛽1

𝑖 + 𝛽2

𝑈𝑆 + 𝛽3

𝑖 ln 𝐻𝐸𝑡

𝑖 + 𝛽4

𝑖 ln 𝑃𝑆0𝑡

𝑖 ln 𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡

𝑖 + 𝛽5

𝑖 ln 𝑄𝑗𝑡

𝑖 ln 𝑅𝑖𝑡

𝑖

= 𝛽0

𝑖 ln 𝑌𝑖𝑡 + 𝜖2𝑗𝑡

(6) 𝛽6

𝑖 thì không

𝑖 > 0 cho j = 6, …,8 nhưng dấu của 𝛼9

Theo lý thuyết, các tác giả kỳ vọng dấu như sau:

𝑖 < 0 cho j = 1, ... ,5; 𝛼𝑗

1) 𝛼𝑗

𝑖 < 0 cho l = 4,5.

tham vọng kỳ vọng;

𝑖 > 0 cho l = 1,2,3,6 trong khi 𝛽𝑙

𝑖

2) 𝛽𝑙

𝑖 và ln 𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡

0 +

, ta được: Sau đó, các phương trình sẽ được tính toán, giảm ln 𝑄𝑗𝑡

𝑖 + 𝛾1

𝑈𝑆 + 𝛾2

𝑗 + 𝛾4

𝑗 + 𝛾5

𝑖 ln 𝑄𝑗𝑡

𝑖 ln 𝑅𝑗𝑡

𝑖 ln 𝑃𝐷𝑗𝑡

𝑖 +

= 𝛾0

𝑖 ln 𝐶𝑃𝐼𝑗𝑡 + 𝛾7

𝑖 ln 𝑌𝑗𝑡 + 𝛾8

𝑖 ln(1 + 𝜏𝑖𝑡 𝑖 + 𝛾9

𝑖 ln 𝐶𝑖𝑡 𝑈𝑆 + 𝛾10 𝑖

𝑖 ln 𝐻𝐼𝑡 𝑖 𝑖 + 𝛾11

𝑗 ) + 𝛾3 𝑖 ln 𝑅𝑖𝑡

𝑖 ln 𝑍𝑗𝑡 𝑖

𝛾6 ln 𝐻𝐸𝑡 ln 𝑃𝑆0𝑡

𝑖 𝛾12

𝑖 ln 𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡 + 𝛾13

𝑖

𝑗 +

(7) ln 𝑌𝑖𝑡 + 𝜗1𝑗𝑡

𝑖 + 𝛿1

𝑈𝑆 + 𝛿2

𝑖 ln(1 + 𝜏𝑖𝑡

𝑖 +

0 + 𝛿6

𝑖 ln 𝑅𝑗𝑡 𝑖 ln 𝐶𝑃𝐼𝑗𝑡 + 𝛿7

𝑗 ) + 𝛿3 𝑖 + 𝛿9

𝑗 + 𝛿4 𝑖 ln 𝐻𝐼𝑡 𝑈𝑆 + 𝛿10 𝑖

= 𝛿0 ln 𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡

𝑖 ln 𝑌𝑗𝑡 + 𝛿8

𝑖 ln 𝑃𝐷𝑗𝑡 𝛿5

𝑖 ln 𝐶𝑖𝑡 𝑖 ln 𝑅𝑖𝑡

𝑖 ln 𝑍𝑗𝑡 𝑖

ln 𝐻𝐸𝑡

𝑖 𝛿11

𝑖 𝑖 + 𝛿12

𝑖 ln 𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡 + 𝛿13

(8) ln 𝑃𝑆0𝑡 ln 𝑌𝑖𝑡 + 𝜗2𝑗𝑡

𝑖 )/𝐷;

𝑖 = (𝛼0 𝛾0

𝑖 𝛽1

𝑖 − 𝛼1

𝑖 𝛽0

trong đó:

/𝐷 (k = 1, …, 8);

𝑖 )/𝐷;

𝑖 𝛼1

𝑖 − 𝜖2𝑗𝑡 𝑖 )/𝐷;

/𝐷 (k = 9, …, 13);

/𝐷 (k= 1, …, 8);

𝑖 )/𝐷;

𝑖 = 𝛽1 𝑖 𝛼𝑘+1 𝑖 𝛾𝑘 𝑖 = −𝛼1 𝑖 𝑖 𝛽𝑘−7 𝛾𝑘 𝑖 = (𝜖1𝑗𝑡 𝑖 𝛽1 𝜗1𝑗𝑡 𝑖 − 𝛽0 𝑖 = (𝛼0 𝛿0 𝑖 𝑖 = 𝛼𝑘+1 𝛿𝑘 𝑖 𝑖 = −𝛽𝑘−7 𝛿𝑘 𝑖 𝜗2𝑗𝑡

𝑖 − 𝜖2𝑗𝑡 = (𝜖1𝑗𝑡 𝑖 𝑖 − 𝛼1

/𝐷 (k= 9, …, 13);

𝑖

𝑖 và 𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡

𝐷 = 𝛽1

𝑖 . 𝑄𝑗𝑡

thì không có sẵn trong khi đó 𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡 Tuy nhiên, do dữ liệu về 𝑄𝑗𝑡

𝑖

dễ dàng tìm được nên tác giả sẽ thực hiện ước lượng phương trình sau:

𝑖 + ∑

𝑖

𝑖 𝑥𝑘𝑡

𝑖 = 𝜋0

𝑖 + ln 𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡

13 𝑘=1

𝑖 ) = ln 𝑄𝑗𝑡

(9) ln(𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡 𝜋𝑘 . 𝑄𝑗𝑡 + 𝜇𝑗𝑡

trong đó:

𝑈𝑆 , ln(1

𝑋𝑡

= (ln 𝑅𝑗𝑡

𝑈𝑆 , ln 𝐻𝐸𝑡

𝑖 𝑖 , ln 𝑃𝑆0𝑡

0 , ln 𝐶𝑃𝐼𝑗𝑡 , ln 𝑌𝑗𝑡 , ln 𝑍𝑗𝑡

𝑖 , ln 𝑅𝑖𝑡

𝑗 , ln 𝑃𝐷𝑗𝑡 𝑖 (k = 0, …, 13)

𝑖

𝑗 ) , ln 𝐶𝑖𝑡 𝑖 = 𝛾𝑘 𝜋𝑘 𝑖 = 𝜗1𝑗𝑡 𝜇𝑗𝑡

𝑗 , ln 𝐻𝐼𝑡 𝑖 + 𝛿𝑘 𝑖 + 𝜗2𝑗𝑡

𝑖 cũng như các công thức xác định D, 𝛾𝑘

𝑖 , 𝛿𝑘

𝑖 , 𝑖 và 𝜋𝑘

, ln 𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡 , ln 𝑌𝑖𝑡) + 𝜏𝑖𝑡

𝑖, 𝛽𝑗

Theo lý thuyết, dấu của 𝛼𝑗

𝑖 > 0

tác giả mong đợi rằng:

𝑖 − 𝛼1

𝑖

(𝛽1

𝑖 =

(1) 𝐷 = 𝛽1

𝑖 = 𝛾𝑘

𝑖 + 𝛿𝑘

𝑖 +1)𝛼𝑘+1 𝐷

𝑖

(𝛽1

𝑖 =

< 0 với k = 1, …, 4 (2) 𝜋𝑘

𝑖 = 𝛾𝑘

𝑖 + 𝛿𝑘

𝑖 +1)𝛼𝑘+1 𝐷

(𝛽1

𝑖 không

𝑖 =

> 0 với k = 5, …,7 (3) 𝜋𝑘

𝑖 = 𝛾8

𝑖 + 𝛿8

𝑖 𝑖 +1)𝛼9 𝐷

(4) Dấu của 𝜋8 thì không kỳ vọng do dấu của 𝛼9

kỳ vọng.

𝑖 𝑖 )𝛽𝑘−7 𝑖 = −(1 + 𝛼1 𝑖 ) không kỳ vọng.

𝑖 + 𝛿𝑘 𝑖 = 𝛾𝑘 vọng do dấu của (1 + 𝛼1

/𝐷 cho k = 9,…, 13 thì không kỳ (5) Dấu của 𝜋𝑘

Phương trình (9) cũng giống như phương trình trọng lực (phương trình 1) được

sử dụng bởi Anderson (1979), Bergstrand (1985, 1989), nếu như xem yếu tố chi phí

𝑖 là sự khác biệt tuyệt đối về thu nhập vốn (capita income) giữa hai quốc gia

vận chuyển đại diện cho khoảng cách trong mô hình trọng lực và thay thế điều kiện

Linder 𝑍𝑗𝑡

đưa ra bởi Burenstam Linder (1961), Thursby và Thursby (1987) và Hallak (2006,

2010).

So với hầu hết các nghiên cứu trước đây, mô hình này giới thiệu một đồng tiền

trung gian nhằm đem đến hai lợi ích chính:

Thứ nhất, mô hình này thì thực tế hơn bởi vì hầu hết thương mại quốc tế trên thế

giới đều thiết lập đồng tiền trên hóa đơn thương mại là đồng tiền thống trị hơn là đồng

tiền của các quốc gia đối tác. Trong trường hợp nghiên cứu tác giả, Việt Nam và

Trung Quốc là hai quốc gia có chung đường biên giới, và đồng Nhân Dân Tệ của

Trung Quốc cũng là đồng tiền lớn khi Trung Quốc đứng thứ 2 thế giới về Tổng sản

phẩm quốc nội.

Thứ hai, việc giới thiệu đồng tiền trung gian giúp xác định được liệu sự thay đổi

𝑗 thay đổi của cầu, của cung hay của cả hai. Ngoài ra, phòng ngừa rủi ro ngoại hối 𝐻𝐼𝑡 𝑗trong hàm cung và cầu cơ bản cho phép kiểm tra tác động của rủi ro ngoại hối

trong khối lượng thương mại do sự biến động của tỷ giá song phương chủ yếu do sự

𝑗 thì không

𝑗 và 𝐻𝐸𝑡

và 𝐻𝐸𝑡

vào thương mại song phương. Do dữ liệu đo lường trực tiếp của 𝐻𝐼𝑡 có sẵn, do đó đã sử dụng nghiên cứu khác như của Arize và cộng sự (2000) và

𝑈𝑆) như đo lường đại diện.

Aristotelous (2001) trong việc sử dụng biến động trong tỷ giá song phương hai quốc

𝑈𝑆 và 𝑅𝑖𝑡

gia (𝑅𝑗𝑡

Phần tiếp theo, tác giả trình bày phương pháp đo lường biến sử dụng trong bài

nghiên cứu.

3.2. Phương pháp tính biến động tỷ giá

Các phương pháp đo lường sự biến động tỷ giá đã phát triển theo thời gian để

phản ánh những tiến bộ mới trong kỹ thuật kinh tế lượng. Phổ biến nhất là một số đo

lường của phương sai, nhưng việc xây dựng chính xác cho cách đo lường này thì khác

nhau ở các nghiên cứu. Biến động có thể được xây dựng như độ lệch chuẩn của một

tỷ lệ thay đổi, độ lệch chuẩn của mức độ thay đổi, độ lệch chuẩn động, ….

Theo tổng hợp McKenzie, M.D. & R.D. Brooks, (1997), một số phương pháp

được sử dụng để đo lường biến động tỷ giá được trình bày tại bảng 3.1 sau:

Bảng 3.1: Tóm tắt các phương pháp được sử dụng để đo lường biến động tỷ giá

STT Đo lường biến động tỷ giá V Nghiên cứu sử dụng

1. Giá trị tuyệt đối của sự thay đổi tỷ Thursby and Thursby (1985),

giá hối đoái Bailey, Tavlas and Ulan (1986)

𝑉𝑡 = |(𝑒𝑡 − 𝑒𝑡−1)| ÷ 𝑒𝑡−1 trong đó: e là tỷ giá hối đoái giao

ngay, t là thời gian thích hợp

2. Trung bình giá trị tuyệt đối của Hooper and Kohlhagen (1978)

chênh lệch giữa tỷ giá kỳ hạn trước

𝑛

đó và tỷ giá giao ngay hiện tại

𝑖=1

𝑉𝑡 = ∑|𝑓𝑡−1 − 𝑒𝑡|/ 𝑛

trong đó f: tỷ giá kỳ hạn

e: tỷ giá giao ngay

3. Biến động của tỷ giá giao ngay với Thursby and Thursby (1987)

xu hướng của nó mà được dự đoán

từ phương trình:

ln 𝑒𝑡 = 𝜙0 + 𝜙1𝑡 + 𝜙2𝑡2 + 𝜀𝑡 Trung bình động của độ lệch chuẩn 4. Cushman (1983), (1986), (1988a, b)

tỷ giá hối đoái. Ví dụ, cách tính Akhtar and Spence-Hilton (1984)

được sử dụng bởi Koray and Gotur (1985)

𝑚

Lastrapes (1989): Kenen and Rodrik (1986)

Bailey Tavlas and Ulan (1987)

𝑉𝑡 = [ Caballero and Corbo (1989) 1 𝑚 ∑(𝑍𝑡+𝑖−1 𝑖=1

Koray and Lastrapes (1989)

− 𝑍𝑡+𝑖−2)2] 1/2 Klein (1990)

Bini-Smaghi (1991) trong đó: Z là log của giá tương đối Kumar and Dhawan (1991) hàng hóa nước ngoài với giá hàng Chowdhury (1993) hòa tiêu dùng của Mỹ, m=12

5. Sự không chắc chắn tỷ giá dài hạn Peree and Steinherr (1989)

𝑖

được đo lường:

𝑖 − min 𝑋𝑡−𝑘 𝑖 min 𝑋𝑡−𝑘

𝑚𝑎𝑥 𝑋𝑡−𝑘 𝑉𝑡 =

𝑝| |𝑋𝑡 − 𝑋𝑡 ] 𝑋𝑝

+ [1 +

trong đó

𝑋𝑡: tỷ giá hối đoái danh nghĩa tại

𝑖

thời điểm t

tương ứng là , min 𝑋𝑡−𝑘

𝑚𝑎𝑥 𝑋𝑡−𝑘 giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất

của tỷ giá hối đoái danh nghĩa trong

khoảng thời gian nhất định có kích

𝑝: tỷ giá hối đoái cân bằng

thước từ k đến t

𝑋𝑡

6. Độ lệch chuẩn của tỷ lệ phần trăm De Grauwe and Bellefroid (1986)

thay đổi hàng năm của tỷ giá song De Grauwe (1987)

phương xung quanh mức trung bình De Grauwe (1988)

được quan sát trong một giai đoạn

7. Phần dư mô hình ARIMA Asseery and Peel (1991)

McIvor (1995)

8. Kỹ thuật phi tham số Belanger và cộng sự (1992)

9. Mô hình ARCH Pozo (1992)

Kroner and Lastrapes (1993)

Caporale and Doroodian (1994)

Qian and Varangis (1994)

Mckenzie and Brooks (1997)

McKenzie (1998)

Nguồn: McKenzie, M.D. & R.D. Brooks, (1997). Trang 77, 78

Trong bài nghiên cứu này, tác giả sử dụng phương pháp đo lường biến động tỷ

giá được đề nghị bởi các nghiên cứu được sử dụng trong thời gian gần đây, trường

hợp thực nghiệm cũng tương tự là thương mại song phương giữa Trung Quốc và

Singapore.

Phương pháp đo lường sự biến động tỷ giá trên cơ sở phương pháp trung bình

động. Ưu điểm phương pháp này đó là chuỗi dữ liệu đo lường được sự thay đổi về

biến động tỷ giá trong độ trễ gần năm quan sát. So với các phương pháp khác sử dụng

dữ liệu toàn bộ cỡ mẫu để đo lường biến động tỷ giá, phương pháp này đo lường biến

động tỷ giá với độ trễ trong thời gian 4 quý. Thực nghiệm tỷ giá Trung Quốc có sự

thay đổi chế độ tỷ giá trong thời kỳ quan sát dữ liệu. Theo đó, biến động tỷ giá được

𝑚

đo lường như sau:

] 1/2 × 100% 𝑉𝑡 = [ 1 𝑚 ∑(ln 𝑅𝑡+1−𝑖 − ln 𝑅𝑡−𝑖)2 𝑖=1

Với m được xác định tiêu chuẩn là 4 tương tự như bài nghiên cứu của Guangpu

Yang và Qingyang Gu (2016).

3.3. Mô tả các biến và dữ liệu

Căn cứ vào mục tiêu nghiên cứu cùng với nghiên cứu “Effects of exchange rate

variations on bilateral trade with a vehicle currency: evidence from China and

Singapore” của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016). Vì vậy, để nghiên cứu tác động

của biến động tỷ giá đến thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc, tác

giả cũng tham khảo các biến tương tự như trong nghiên cứu của Guangpu Yang,

Qingyang Gu (2016).

Biến phụ thuộc được sử dụng trong mô hình là biến xuất khẩu từ Trung Quốc

sang Việt Nam (Export_CN_VN) và biến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc

(Export_VN_CN). Đối với, mỗi biến phụ thuộc tác giả sẽ thực hiện việc thiết lập một

phương trình trong dài hạn và một phương trình ECM trong ngắn hạn tương ứng.

Trước khi đưa vào mô hình, tác giả thực hiện việc điều chỉnh theo mùa theo phương

pháp Cennus – X13 và sau đó thực hiện lấy logarit để giảm đi sự biến động lớn giữa

các biến.

Biến độc lập: tỷ giá của đồng tiền quốc gia Trung Quốc với đồng tiền trung gian

USD, tỷ giá của đồng tiền quốc gia Việt Nam với đồng tiền trung gian USD, biến

động tỷ giá của đồng tiền quốc gia Trung Quốc với đồng tiền trung gian USD, biến

động tỷ giá của đồng tiền quốc gia Việt Nam với đồng tiền trung gian USD, thu nhập

đại diện là tổng sản phẩm quốc nội GDP Trung Quốc, GDP Việt Nam, chỉ số giá cả

tiêu dùng CPI của Trung Quốc, CPI của Việt Nam.

Tỷ giá hối đoái của đồng tiền quốc gia so với đồng tiền trung gian USD được lấy

theo tỷ giá danh nghĩa, thể hiện sức mua của đồng tiền quốc gia so với đồng tiền trung

gian. Dấu kỳ vọng của tỷ giá hối đoái đồng tiền quốc gia nhập khẩu so với đồng tiền

trung gian USD có tương quan âm với nhập khẩu của quốc gia đó. Hay nói cách khác,

tỷ giá CNY_USD giảm dẫn đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc tăng và tỷ

giá VND_USD giảm dẫn đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam tăng. Lập luận

này có thể được giải thích như sau khi đồng tiền của quốc gia nhập khẩu tăng giá so

với đồng tiền trung gian thì hàng hóa của quốc gia nhập khẩu trở nên đắt hơn so với

các hàng hóa khác từ đó dẫn đến việc quốc gia nhập khẩu sẽ mua nhiều hàng hóa từ

nước ngoài hơn và kích thích nhập khẩu phát triển. Dấu kỳ vọng của tỷ giá hối đoài

đồng tiền quốc gia xuất khẩu so với đồng tiền trung gian USD không tham vọng.

Biến động tỷ giá hối đoái có nhiều phương pháp đo lường khác nhau, tuy nhiên

trong bài nghiên cứu tác giả sử dụng phương pháp trung bình động để đo lường biến

động tỷ giá theo như cách đo lường biến động tỷ giá của Guangpu Yang, Qingyang

Gu (2016). Dấu kỳ vọng của biến động tỷ giá hối đoái quốc gia nhập khẩu so với

đồng tiền trung gian USD là âm. Mối quan hệ này có thể được giải thích do nhà nhập

khẩu và nhà xuất khẩu là những thương nhân e ngại rủi ro tham gia vào thị trường

thương mại quốc tế sẽ đối mặt với rủi ro biến động tỷ giá. Do hầu hết các hợp đồng

thương mại ngoại thương cho phép việc thanh toán trễ so với thời gian giao hàng nên

biến động tỷ giá dẫn đến việc không chắc chắn về giá mà nhà nhập khẩu sẽ trả khi

mua hàng và giá mà nhà xuất khẩu sẽ bán hàng hóa trong tương lai. Vì thế nhà xuất

khẩu sẽ không chắc chắn về khoản nội tệ nhận được tương ứng với doanh thu ngoại

tệ thu được nên sẽ chuyển từ thị trường nước ngoài sang thị trường trong nước, từ đó

làm cho xuất khẩu giảm. Biến động tỷ giá của đồng tiền quốc gia xuất khẩu không

tham vọng về dấu kỳ vọng.

Tổng sản phẩm quốc nội GDP được đại diện cho nhu cầu của một quốc gia.

Tương tự, tác giả thực hiện việc điều chỉnh theo mùa theo phương pháp Cennus –

X13 và sau đó thực hiện lấy logarit để giảm đi sự biến động lớn giữa các biến trước

khi đưa biến vào mô hình. Dấu kỳ vọng của biến thu nhập với đại diện GDP là dương

do lập luận rằng khi thu nhập quốc gia nhập khẩu tăng tức quy mô nền kinh tế của

quốc gia nhập khẩu tăng dẫn đến việc tăng nhu cầu tiêu dùng và sản xuất của quốc

gia nhập khẩu. Điều này dẫn đến việc tăng nhu cầu về hàng hóa mà nước xuất khẩu

có thể bán ra hay kích thích nhập khẩu. Điều đó có nghĩa là GDP của Việt Nam tác

động dương đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam và GDP của Trung Quốc

tác động dương đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.

Chỉ số giá cả tiêu dùng CPI là chỉ số tính theo phần trăm để phản ánh mức thay

đổi tương đối của giá hàng tiêu dùng theo thời gian.

Ngoài các biến phụ thuộc và biến độc lập thì mô hình còn sử dụng thêm 2 biến

giả là biến giả WTO và biến giả Reform_Dum đại diện cho sự thay đổi chế độ tỷ giá.

Trong suốt giai đoạn nghiên cứu, có một số sự kiện quan trọng có thể ảnh hưởng đến

thương mại song phương giữa Trung Quốc và Việt Nam. Thứ nhất, đó là việc Việt

Nam gia nhập WTO vào ngày 07/11/2006, khi gia nhập vào tổ chức thương mại thế

giới WTO sẽ khuyến khích thương mại của Việt Nam với các đối tác thành viên. Do

đó, biến giả WTO sẽ có dấu dương đối với xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam

và xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc. Biến giả WTO được thể hiện như sau:

𝑊𝑇𝑂𝑡 = { 0, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý < 2006 𝑄4 1, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý ≥ 2006 𝑄4

Việt Nam chính thức gia nhập WTO vào ngày 07/11/2006, dữ liệu nghiên cứu

lấy theo dữ liệu quý nên thời gian trước quý 4 năm 2006 𝑊𝑇𝑂𝑡 = 0 và thời gian kể

từ quý 4 năm 2006 𝑊𝑇𝑂𝑡 = 1. Việc xem xét biến giả WTO trong mô hình nhằm mục

đích kiểm tra khi Việt Nam gia nhập WTO sẽ tác động như thế nào đến quan hệ

thương mại song phương giữa hai quốc gia.

Thứ hai, trong giai đoạn nghiên cứu có một sự kiện quan trọng khác là việc Trung

Quốc tiến hành cải cách đưa ra một chế độ tỷ giá hối đoái mới vào tháng 7 năm 2005,

chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi có quản lý với việc lấy cung cầu trên thị trường làm cơ

sơ và tham khảo rổ tiền tệ để tiến hành điều tiết. Việc đưa biến giả thay đổi chế độ tỷ

giá của Trung Quốc xem xét chế độ tỷ giá mới này có tác động như thế nào trong mô

hình, biến động tỷ giá sẽ tác động như thế nào đến thương mại song phương giữa hai

quốc gia trong thời kỳ tồn tại và không tồn tại chế độ tỷ giá mới này. Biến giả

Reform_Dum này có thể được khởi tạo như sau:

Reform_Dum = { 0, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý < 2005 𝑄3 1, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý ≥ 2005 𝑄3

Thứ ba, trong giai đoạn nghiên cứu chứng kiến một sự kiện quan trọng khác là

việc Trung Quốc và ASEAN ký kết Hiệp định về thương mại hàng hóa có hiệu lực từ

tháng 7 năm 2005. Tuy nhiên, nếu sử dụng biến giả này sẽ trùng với biến giả thay đổi

chế độ tỷ giá của Trung Quốc nên tác giả quyết định chỉ sử dụng biến giả

Reform_Dum của việc thay đổi chế độ tỷ giá của Trung Quốc.

Chuỗi dữ liệu được thu thập theo quý, do GDP của Việt Nam chỉ có từ giai đoạn

quý 3 năm 2000 nên bài nghiên cứu sẽ thực hiện việc phân tích trong giai đoạn từ quý

3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017 với tổng số quan sát là 69 quan sát. Các giá trị xuất

khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc và giá trị xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt

Nam đều được thu thập từ ITC calculations based on General Customs

Administration of China statistics. Tất cả các dữ liệu còn lại bao gồm GDP_VN,

GDP_CN, CPI_VN, CPI_CN, tỷ giá VND_USD, tỷ giá CNY_USD tác giả lấy từ

International Financial Statistics (IFS) công bố của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF).

Bảng 3.2: Bảng tổng hợp các biến dùng trong mô hình thực nghiệm

ST Ký hiệu biến Ký hiệu biến sai Tên biến Cách tính T gốc phân

XK từ TQ Export_CN_V D_Export_CN_V ITC calculations based on 1 sang VN N N General Customs

Administration of China XK từ VN Export_VN_C D_Export_VN_C 2 statistics sang TQ N N

Tỷ giá

3 VND_US VND_USD D_VND_USD International Financial

D Statistics (IFS) công bố

của Quỹ Tiền tệ Quốc tế giá Tỷ

(IMF) 4 CNY_US CNY_USD D_CNY_USD

Biến động

tỷ giá 5 V_VND_USD D_V_VND_USD VND_US

𝑚

𝑉𝑡

Biến động = [ 1 𝑚 tỷ giá ∑(ln 𝑅𝑡+1−𝑖 𝑖=1 6 V_CNY_USD D_V_CNY_USD CNY_US

− ln 𝑅𝑡−1)2] 1/2 D

× 100%

CPI của 7 CPI_VN D_CPI_VN Việt Nam

CPI của

8 Trung CPI_CN D_CPI_CN International Financial

Quốc Statistics (IFS) công bố

của Quỹ Tiền tệ Quốc tế GDP của 9 GDP_VN D_GDP_VN (IMF) Việt Nam

GDP của

10 Trung GDP_CN D_GDP_CN

Quốc

Biến giả

𝑊𝑇𝑂𝑡 Việt Nam 11 WTO gia nhập = { 0, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý < 2006 𝑄4 1, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý ≥ 2006 𝑄4 WTO

Biến giả

Trung Reform_Dum

12 Quốc thay Reform_Dum = { 0, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý < 2005 𝑄3 1, 𝑛ế𝑢 𝑄𝑢ý ≥ 2005 𝑄3 đổi chế độ

tỷ giá

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp

Bảng 3.3: Bảng kỳ vọng dấu của mô hình

Xuất khẩu từ quốc gia i

STT Biến sang quốc gia nhập

khẩu j

1. Tỷ giá đồng tiền quốc gia nhập khẩu so với đồng -

tiền trung gian USD

2. Tỷ giá đồng tiền quốc gia xuất khẩu so với đồng Không kỳ vọng

tiền trung gian USD

3. Biến động tỷ giá đồng tiền quốc gia nhập khẩu -

so với đồng tiền trung gian USD

4. Biến động tỷ giá đồng tiền quốc gia nhập khẩu Không kỳ vọng

so với đồng tiền trung gian USD

5. CPI quốc gia nhập khẩu +

6. CPI quốc gia xuất khẩu Không kỳ vọng

7. GDP quốc gia nhập khẩu +

8. GDP quốc gia xuất khẩu Không kỳ vọng

9. WTO +

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp từ nghiên cứu Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016)

Bảng 3.4: Bảng kỳ vọng dấu đối với hai mô hình thực nghiệm cụ thể

Xuất khẩu của Việt Nam Nhập khẩu của Việt Biến sang Trung Quốc Nam từ Trung Quốc

Tỷ giá CNY-USD Không kỳ vọng -

Tỷ giá VND-USD Không kỳ vọng -

V CNY-USD Không kỳ vọng -

V VND –USD Không kỳ vọng -

CPI –CN Không kỳ vọng +

CPI – VN Không kỳ vọng +

GDP –CN Không kỳ vọng +

GDP – VN Không kỳ vọng +

WTO + +

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp

3.4. Mô hình thực nghiệm

Theo phương trình (9) được trình bày trong phần 3.2 và các dữ liệu trình bày

𝑖

trong phần 3.3, mô hình cụ thể của thương mại song phương như sau:

𝑖 + Θ𝑖

𝑖 ) = 𝜃0

𝑖 . 𝑋𝑡 + 𝜇𝑗𝑡

(10) ln(𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡 . 𝑄𝑗𝑡

𝑖)

trong đó:

𝑖, 𝜃2

𝑖 , 𝜃9

𝑖 , 𝜃8 𝑈𝑆, ln 𝐶𝑃𝐼𝑗𝑡 , ln 𝐶𝑃𝐼𝑖𝑡 , ln 𝑌𝑗𝑡 , ln 𝑌𝑖𝑡 , 𝑊𝑇𝑂𝑡)6

Θ𝑖 = (𝜃1

𝑖 , 𝜃4 𝑖 , 𝜃3 𝑈𝑆 , ln 𝑅𝑖𝑡

𝑖 , 𝜃6 𝑖, 𝜃5 𝑈𝑆 , 𝑉𝑗𝑡

𝑖 , 𝜃7 𝑈𝑆, 𝑉𝑖𝑡

𝑋𝑡 = (ln 𝑅𝑗𝑡

𝑖 trong phương

Kỳ vọng dấu:

𝑖 trong phương trình 10 tương ứng với dấu của 𝜋1

(1) Dấu của 𝜃1

𝑖 trong phương

trình 9 là âm

𝑖 trong phương trình 10 tương ứng với dấu của 𝜋9

(2) Dấu của 𝜃2

𝑖 trong phương

trình 9 là không tham vọng kỳ vọng

𝑖 trong phương trình 10 tương ứng với dấu của 𝜋4

(3) Dấu của 𝜃3

trình 9 là âm

𝑖 𝑖 trong phương trình 10 tương ứng với dấu của 𝜋10

trong phương (4) Dấu của 𝜃4

𝑖 trong phương

𝑖 trong phương trình 10 tương ứng với dấu của 𝜋6

trình 9 là không tham vọng kỳ vọng

(5) Dấu của 𝜃5

trình 9 là dương

𝑖 𝑖 trong phương trình 10 tương ứng với dấu của 𝜋12

trong phương (6) Dấu của 𝜃6

𝑖 trong phương

trình 9 là không tham vọng kỳ vọng

𝑖 trong phương trình 10 tương ứng với dấu của 𝜋7

(7) Dấu của 𝜃7

trình 9 là dương

𝑖 𝑖 trong phương trình 10 tương ứng với dấu của 𝜋13

trong phương (8) Dấu của 𝜃8

trình 9 là không tham vọng kỳ vọng

𝑖 𝑖 trong phương trình 10 tương ứng với dấu của 𝜋13

trong phương (9) Dấu của 𝜃9

trình 9 là dương.

Phương trình 10 sẽ được sử dụng để ước lượng mối quan hệ dài hạn, phương

trình 11 dưới đây sẽ được sử dụng để ước lượng mối quan hệ ngắn hạn bởi dữ liệu

𝑖

𝑖 + ∑

không cố định cũng như là giữa các biến có sự hợp nhất.

𝑖 (11)

𝑖 𝜂𝑘

𝑖 . 𝐸𝑅𝑅𝑂𝑅𝑗𝑡−𝑘 𝜆𝑘

𝑇1 𝑘=0

𝑇2 𝑘=1

𝑇3 𝑘=1

𝑖

𝑖 )

∅𝑖 . ∆𝑋𝑡−𝑘 + ∑ . Δ𝑌𝑡−𝑘 + ∑ ∆𝑌𝑡 = ∅0 + 𝜔𝑗𝑡

𝑖 )

trong đó 𝑌𝑡 = ln(𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡

𝑖 , ∅6

𝑖 , ∅7

𝑖 , ∅4

𝑖 , ∅2

𝑖 , ∅8 𝑖 , ∅3 𝑊𝑇𝑂𝑡 không được bao gồm trong ∆𝑋𝑡−𝑘

𝑖

∅𝑖 = (∅1 . 𝑄𝑗𝑡 𝑖 , ∅5

𝑖 . 𝑄𝑗𝑡−𝑘

𝑖̂ ) . 𝑄𝑗𝑡−𝑘

= ln(𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡−𝑘 𝐸𝑅𝑅𝑂𝑅𝑗𝑡−𝑘 ) − ln(𝑃𝐷𝑈𝑆𝑡−𝑘

𝑇1, 𝑇2, 𝑇3 được xác định dựa trên các thủ tục phân tích chuỗi thời gian chuẩn.

3.5. Phương pháp ước lượng

Trong phần này, tác giả lần lượt trình bày thứ tự các bước phân tích và kiểm định,

cũng như giải thích lựa chọn phương pháp ước lượng nhằm đảm bảo kết quả nghiên

cứu tin cậy. Đầu tiên, tác giả sẽ trình bày về thống kê mô tả các biến định lượng trong

mô hình để đánh giá sơ bộ về các biến đưa vào mô hình nghiên cứu có dao động ổn

định, có bị dị biệt hay không. Tiếp theo, tác giả sẽ trình bày về việc kiểm định tính

dừng của chuỗi dữ liệu để xác định chuỗi dữ liệu dừng ở bậc gốc hay bậc sai phân.

Sau đó, tác giả thực hiện việc kiểm định đồng liên kết nhằm xác định mô hình phù

hợp. Tiếp theo, tác giả trình bày một số kiểm định giả thiết hồi quy cổ điển như: giả

định phương sai của sai số không đổi, giả định không có sự tương quan giữa các phần

dư nhằm lựa chọn phương pháp ước lượng tin cậy. Cuối cùng, tác giả sẽ trình bày

phương pháp ước lượng hồi quy.

3.5.1. Kiểm định tính dừng

Trước khi thực hiện các bước kiểm định dữ liệu mô hình, tác giả thực hiện việc

đánh giá sơ bộ về thống kê mô tả các biến độc lập đưa vào mô hình nghiên cứu. Thống

kê về giá trị trung bình, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất, độ lệch chuẩn, phân phối

chuẩn, …

Trong phân tích chuỗi thời gian, bất kỳ một chuỗi thời gian nào có tính chất dừng

mới cho ra một kết quả ước lượng đáng tin cậy, nhằm tránh hồi quy giả mạo. Vấn đề

này đã được đề cập rõ ràng và chính xác trong “Time series analysis: forecasting and

control”, Box-Jenkins và Reinsel (1970). Vì vậy, trước khi thực hiện lựa chọn phương

pháp phân tích, điều tiên quyết trước hết cần phải kiểm định xem chuỗi dữ liệu quan

sát là dừng hay không. Trong thống kê tính dừng có ý nghĩa rất quan trọng, biến có

tính dừng (stationarity) là biến có giá trị thống kê không thay đổi theo thời gian.

Ngược lại, biến không có tính dừng là biến có giá trị thống kê thay đổi theo thời gian.

Một chuỗi thời gian là dừng thì trung bình, phương sai, tự đồng phương sai (tại các

độ trễ khác nhau) sẽ giữ nguyên không đổi dù cho chúng được xác định tại thời điểm

nào đi nữa.

Có nhiều phương pháp khác nhau để kiểm định tính dừng như phương pháp kiểm

định tính dừng Dickey–Fuller (DF), kiểm định Phillip–Person (PP) và kiểm định

Dickey và Fuller mở rộng (ADF), kiểm tra bằng giản đồ tự tương quan. Sau đây là

nội dung cơ bản của hai phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị của Augment Dickey

Fuller (1984) và Phillips-Perron (1988).

3.5.1.1. Kiểm định nghiệm đơn vị Augment Dickey Fuller (1984)

Kiểm định nghiệm đơn vị là một kiểm định được sử dụng khá phổ biến để kiểm

định một chuỗi thời gian là dừng hay không dừng. Chúng ta hãy xem xét quá trình tự

hồi quy:

𝑦𝑡 = 𝑎0 + 𝑎1𝑦𝑡−1 + 𝑎2𝑦𝑡−2 + … + 𝑎𝑝−2𝑦𝑡−𝑝+2 + 𝑎𝑝−1𝑦𝑡−𝑝−1 + 𝑎𝑝𝑦𝑡−𝑝 + 𝜀𝑡 (12)

Giả thiết H0 và giả thiết H1 của kiểm định t ADF:

Giả thiết H0: Chuỗi dữ liệu không dừng

Giả thiết H1: Chuỗi dữ liệu dừng

𝑦̂−1

Chúng ta có thể kiểm tra sự tồn tại của một đơn vị gốc bằng cách sử dụng kiểm

định t Dickey-Fuller: 𝑡𝑦̂ = 𝑆𝑒 (𝑦̂)

 Nếu giá trị p-value < mức ý nghĩa được lựa chọn kiểm định: bác bỏ giả thiết

H0, tức là chấp nhận giả thiết H0 kết luận là biến có tính dừng.

 Nếu giá trị p-value > mức ý nghĩa được lựa chọn kiểm định: chấp nhận giả

thiết H0, kết luận là biến không có tính dừng.

3.5.1.2. Kiểm định nghiệm đơn vị Phillips-Perron (1988)

Phillips và Perron (1988) đã đề xuất chuyển đổi tham số của thống kê t từ hồi quy

gốc DF dưới dạng the unit root giả thiết H0, thống kê được chuyển đổi (thống kê Z)

có phân phối DF.

Kiểm định hồi quy cho kiểm định PP là: ∆𝑦𝑡 = 𝛽′𝐷𝑡 + 𝜋𝑦𝑡−1 + 𝜇𝑡 (13)

Với 𝜇𝑡 là I(0) có thể bị phương sai sai số thay đổi. Kiểm định nghiệm đơn vị

Phillips-Perron (sau đây gọi là kiểm định nghiệm đơn vị PP) đúng cho bất kỳ chuỗi

tương quan nào và phương sai sai số thay đổi trong sai số 𝜇𝑡 của kiểm định hồi quy

bằng cách điều chỉnh trực tiếp thống kê 𝑡𝜋và 𝜋̂. Kiểm định PP có dạng hàm giống

kiểm định ADF nhưng cho phép 𝜀𝑡 có thể tự tương quan, phương sai thay đổi (không

nhất thiết phải là nhiễu trắng).

Với giả thiết H0 của đơn vị gốc cho tất cả N quan sát, sử dụng thuộc tính phụ:

𝑁 𝑃 = −2 ∑ log𝑒(𝜋𝑡) 𝑡=1

được phân phối bởi , và được phân

phối bởi N(0,1).

Giả thiết H0: Chuỗi dữ liệu không dừng

Giả thiết H1: Chuỗi dữ liệu dừng

 Nếu giá trị p-value < mức ý nghĩa được lựa chọn kiểm định: bác bỏ giả thiết

H0, tức là chấp nhận giả thiết H0 kết luận là biến có tính dừng.

 Nếu giá trị p-value > mức ý nghĩa được lựa chọn kiểm định: chấp nhận giả

thiết H0, kết luận là biến không có tính dừng.

3.5.2. Kiểm định đồng liên kết

Tính không dừng của dữ liệu chuỗi thời gian là cơ sở để tiến hành bước tiếp theo

chính là kiểm định đồng liên kết cho dữ liệu. Trong bài nghiên cứu này, tác giả sử

dụng phương pháp kiểm định đồng liên kết được phát triển bởi Johansen, đây là kiểm

định đồng liên kết phổ biến trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian. Mối quan hệ đồng

liên kết giữa các biến được tìm thấy rất quan trọng cho phép kiểm soát thông tin dài

hạn trong phương trình cân bằng hiệu chỉnh sai số ECM có ý nghĩa.

Giả thiết H0: Không tồn tại hiện tượng đồng liên kết

Giả thiết H1: Tồn tại hiện tượng đồng liên kết

Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H0 cần so sánh giá trị thống kê

Trace Statistic với giá trị tới hạn Critical Value ở mức ý nghĩa xác định được lựa

chọn.

 Nếu Trace Statistic < giá trị tới hạn Critical Value: chấp nhận giả thiết H0 tức

là không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa các biến.

 Nếu Trace Statistic > giá trị tới hạn Critical Value: bác bỏ giả thiết H0 và chấp

nhận giả thiết H1 tức là tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa

các biến.

Ngoài ra, có thể so sánh giá trị thống kê Max-Eigen Statistic với giá trị tới hạn

Critical Value ở mức ý nghĩa xác định được lựa chọn 5%.

 Nếu Max-Eigen Statistic < giá trị tới hạn Critical Value: chấp nhận giả thiết

H0 tức là không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa các biến.

 Nếu Max-Eigen Statistic > giá trị tới hạn Critical Value: bác bỏ giả thiết H0 và

chấp nhận giả thiết H1 tức là tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn

giữa các biến.

Nếu tồn tại đồng liên kết trong mô hình, cho phép phân tích dài hạn bằng phương

trình ước lượng với dữ liệu gốc và phân tích ngắn hạn bởi phương pháp ước lượng

ECM trên sai phân bậc 1 của dữ liệu.

Sau khi đã lựa chọn được mô hình phù hợp, phần tiếp theo tác giả kiểm định các

giả thiết định lượng nhằm lựa chọn phương pháp ước lượng tin cậy.

3.5.3. Kiểm định các giả thiết hồi quy cổ điển

Tác giả lần lượt thực hiện kiểm định các giả thiết định lượng nhằm đảm bảo mô

hình ước lượng đáng tin cậy.

3.5.3.1. Giả định phương sai của sai số không đổi

Phương sai sai số thay đổi nghĩa là phương sai của các phần dư thì không phải là

hằng số, nghĩa là phương sai của các phần dư ở các quan sát khác nhau thì sẽ khác

nhau. Khi các phương sai không bằng nhau thì dẫn đến vấn đề độ tin cậy tương đối

của mỗi quan sát (dữ liệu) sẽ không bằng nhau. Phương sai càng lớn thì mức độ quan

trọng gán cho quan sát càng nhỏ. Khi giá trị của phương sai có mối quan hệ với một

hoặc một số biến giải thích thì vấn đề này càng rõ ràng hơn. Điều này vi phạm giả

định rằng các phân phối của phần dư phải không có tương quan với bất kì biến giải

thích nào.

Hiện tượng phương sai thay đổi sẽ dẫn đến một số hậu quả như: các ước lượng

OLS vẫn là không chệch nhưng không còn hiệu quả nữa, ước lượng của các phương

sai sẽ bị chệch, như vậy sẽ làm mất hiệu lực của kiểm định hệ số hồi quy.

Trong quá trình hồi quy, tác giả sẽ dùng một số kiểm định White trên OLS để

kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi.

3.5.3.2. Giả định không có sự tương quan giữa các phần dư

Tự tương quan là sự tương quan giữa các thành phần của chuỗi các quan sát trong

các số liệu chuỗi thời gian được sắp xếp theo thứ tự thời gian. Để kiểm tra xem mô

hình đã vi phạm giả thiết hiện tượng tự tương quan trong quá trình hồi quy, tác giả sẽ

dùng phương pháp kiểm định Breusch-Godfrey để phát hiện hiện tượng tự tương quan

trong mô hình hồi quy OLS.

Hiện tượng tự tương quan sẽ dẫn đến một số hậu quả như: phương sai các ước

lượng OLS là bị chệch, nhiều khi phương sai quá thấp so với phương sai thực và sai

số tiêu chuẩn, dẫn đến việc phóng đại tỷ số t; ước lượng OLS vẫn là ước lượng tuyến

tính không chệch, nhưng không là ước lượng hiệu quả nữa; các kiểm định t và F

không đáng tin cậy; có thể hệ số xác định không đáng tin cậy và dường như là nhận

giá trị ước lượng cao; các phương sai và số tiêu chuẩn của dự đoán không có hiệu

quả.

3.5.4. Phương pháp ước lượng hồi quy

Bước tiếp theo tác giả sẽ trình bày phương pháp phân tích và thực hiện hồi quy

mô hình để kiểm định các giả thiết đã đặt ra.

Trước khi tiến hành chạy hồi quy, các khuyết tật mô hình như: phương sai thay

đổi và tự tượng quan của nhiễu sẽ được kiểm định.

Hiện tượng đa cộng tuyến không ảnh hưởng tới tính BLUE của ước lượng, theo

Achen (1982), do đó không ảnh hưởng tới độ tin cậy của ước lượng trong đóng góp

bằng chứng thực nghiệm. Do đó, trong nghiên cứu sẽ không thực hiện kiểm định hiện

tượng đa cộng tuyến.

Trong luận văn này, cỡ mẫu tìm thấy hiện tượng tự tương quan phần dư của nhiễu

đối với mô hình dài hạn xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam và mô hình dài hạn

xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, thêm nữa trong mô hình ngắn hạn với xuất

khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam; nếu sử dụng OLS ước lượng trong trường hợp

tự tương quan nhiễu tồn tại dẫn đến khả năng mắc phải sai lầm ước lượng không hiệu

quả, ảnh hưởng tới độ tin cậy mô hình trong kết luận thực nghiệm; do đó với ba mô

hình vi phạm hiện tượng tự tương quan của nhiễu này tác giả sử dụng phương pháp

khắc phục hiện tượng tự tương quan của nhiễu Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt.

Phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt sử dụng hàm hồi quy chuyển

đổi từ nghiên cứu Prais –Winsten (1954), Cochrane –Orcutt (1949). Đây là đề nghị

bởi nghiên cứu Hildreth và Lu (1960). Đây là phương pháp phổ biến nhằm khắc phục

hiện tương tự tương quan dữ liệu.

Với hàm hồi quy: 𝑌𝑡 = 𝑋𝑡 × 𝛽 + 𝜇𝑡 (14)

Trong trường hợp xảy ra tự tương quan của nhiễu, phần sai số các thời kỳ sau ảnh

hưởng tới thời kỳ trước. Phương pháp Prais-Winsten sử dụng phương pháp GLS,

nhằm loại bỏ hiện tượng tương quan của nhiễu. Phương pháp này thiết kế phù hợp

với cỡ mẫu nhỏ.

Mô hình còn lại xuất khẩu từ Việt Nam, không tồn tại các vi phạm giả thiết định

lượng phương sai thay đổi và tự tương quan, do đó sử dụng phương pháp tổng bình

phương sai số nhỏ nhất OLS vẫn đảm bảo tính vững và hiệu quả.

KẾT LUẬN CHƯƠNG 3

Trong chương 3, tác giả đã trình bày mô hình lý thuyết của thương mại trọng lực

bắt nguồn từ mô hình cung và cầu để xem xét tác động của biến động tỷ giá đến

thương mại song phương giữa hai quốc gia trên cơ sở đồng tiền trung gian. Tiếp theo,

tác giả trình bày các phương pháp tính biến động tỷ giá và mô tả các biến dữ liệu

trong mô hình gồm các biến phụ thuộc Export_CN_VN, Export_VN_CN; các biến

độc lập tỷ giá VND_USD, CNY_USD, V_VND_USD, V_CNY_USD, CPI_VN,

CPI_CN, GDP_VN, GDP_CN; các biến giả WTO, thay đổi chế độ tỷ giá Trung Quốc

Reform_Dum và lựa chọn giai đoạn nghiên cứu theo quý từ quý 3 năm 2000 đến quý

3 năm 2017. Sau khi, đã có mô hình lý thuyết và các biến dữ liệu cần xem xét tác giả

đã trình bày mô hình thực nghiệm để xem xét biến động tỷ giá tác động đến thương

mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc trên cơ sở đồng tiền trung gian trong

giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017.

Đồng thời, tác giả đã lần lượt trình bày thứ tự các bước phân tích và kiểm định,

cũng như giải thích lựa chọn phương pháp ước lượng nhằm đảm bảo kết quả nghiên

cứu tin cậy. Cụ thể, tác giả đã trình bày lý thuyết về việc kiểm định tính dừng của

chuỗi dữ liệu để xác định chuỗi dữ liệu có dừng hay không qua hai phương pháp kiểm

định ADF và kiểm định PP. Sau đó, tác giả thực hiện việc kiểm định đồng liên kết

nhằm xác định mô hình phù hợp. Tiếp theo, tác giả trình bày một số kiểm định giả

thiết hồi quy cổ điển như: giả định phương sai của sai số không đổi, giả định không

có sự tương quan giữa các phần dư nhằm lựa chọn phương pháp ước lượng tin cậy.

Cuối cùng, tác giả sẽ trình bày phương pháp tổng bình phương sai số nhỏ nhất OLS

áp dụng cho mô hình không tồn tại các vi phạm giả thiết định lượng phương sai thay

đổi và tự tương quan vì nó vẫn đảm bảo tính vững và hiệu quả. Còn đối với mô hình

mắc phải sai lầm ước lượng không hiệu quả, ảnh hưởng tới độ tin cậy mô hình trong

kết luận thực nghiệm, do đó sẽ sử dụng phương pháp khắc phục hiện tượng tự tương

quan của nhiễu Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt để thực hiện ước lượng.

CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Trong chương 3 tác giả đã trình bày mô hình khuôn khổ lý thuyết và mô hình

thực nghiệm thương mại song phương trọng lực bắt nguồn từ mô hình cung và cầu

để xem xét tác động của biến động tỷ giá và thương mại song phương. Đồng thời, tác

giả còn đưa ra phương pháp nghiên cứu được sử dụng để xây dựng, đánh giá các khái

niệm nghiên cứu và kiểm nghiệm mô hình lý thuyết và đưa ra các cách đo lường các

biến trong mô hình. Trong chương 4, tác giả sẽ trình bày kết quả nghiên cứu thu được

từ quá trình phân tích số liệu thực nghiệm trên phương pháp nghiên cứu dữ liệu quý

trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017 giữa Việt Nam và Trung

Quốc.

Đầu tiên, tác giả sẽ thực hiện việc phân tích tình hình thương mại song phương

giữa Việt Nam và Trung Quốc, tỷ giá và biến động tỷ giá VND_USD và CNY_USD.

Tiếp theo, tác giả đánh giá sơ bộ về thống kê mô tả các biến đưa vào mô hình nghiên

cứu. Sau đó, tác giả sẽ thực hiện một số kiểm định như: kiểm định tính dừng, kiểm

định đồng liên kết, kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi phần dư, kiểm định

hiện tượng tự tương quan phần dư. Cuối cùng, tác giả sẽ thực hiện việc phân tích kết

quả hồi quy trong ngắn hạn, dài hạn và đồng thời thảo luận các kết quả nghiên cứu.

4.1. Tình hình thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc

4.1.1. Mô tả thống kê chuỗi dữ liệu phân tích

Bảng 4.1 Thống kê mô tả dữ liệu

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max

Export_VN_CN 69 2110.432 1818.947 186.6397 7932.325

Export_CN_VN 69 6473.026 6145.746 326.658 20690.1

CPI_CN 69 97.96151 13.18068 80.28066 118.9487

CPI_VN 69 95.06581 39.05867 47.59501 154.7934

GDP_CN 69 9488442 5891802 1989490 21200000

GDP_VN 69 15202.54 2089.442 12643.3 22517.79

V_VND_USD 69 0.010498 0.011562 0 0.0459417

V_CNY_USD 69 0.008842 0.008743 0.00000604 0.0277864

VND_USD 69 18160.19 2752.187 14215 22470

CNY_USD 69 7.214074 0.848049 6.1024 8.2798

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 1)

Theo như kết quả tại bảng 4.1, xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc dao động

từ mức thấp nhất là 187 triệu USD đến cao nhất là 7,932 triệu USD. Xuất khẩu từ

Việt Nam sang Trung Quốc trung bình trong mẫu quan sát của giai đoạn quý 3 năm

2000 đến quý 3 năm 2017 là 2,110 triệu USD, độ lệch chuẩn của xuất khẩu từ Việt

Nam sang Trung Quốc là 1,819 triệu USD.

Giá trị xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam dao động từ 327 triệu USD đến

20,690 triệu USD, độ lệch chuẩn là 6,146 triệu USD, giá trị trung bình của xuất khẩu

từ Trung Quốc sang Việt Nam đạt 6,473 triệu USD. Nhìn chung, trong giai đoạn quan

sát thực nghiệm thì giá trị xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam lớn hơn giá trị

xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.

Biến động tỷ giá hối đoái VND_USD trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý

3 năm 2017 dao động từ 0.000 đến 0.0459417 và giá trị trung bình của độ biến động

là 0.010498. Tuy nhiên, đối với trường hợp biến động tỷ giá hối đoái của CNY_USD

trong giai đoạn nghiên cứu dao động từ 0.00000604 đến 0.0277864 và giá trị trung

bình của độ biến động là 0.008842. Như vậy, có thể thấy biến động tỷ giá hối đoái

VND_USD dao động mạnh hơn so với biến động tỷ giá hối đoái CNY_USD.

4.1.2. Phân tích thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung

Quốc

Dựa vào hình 3.1, tác giả nhận thấy nhìn chung xuất khẩu từ Việt Nam sang

Trung Quốc và xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam có xu hướng gia tăng qua

các giai đoạn nghiên cứu. Trong năm 2001, tổng thương mại song phương giữa Việt

Nam và Trung Quốc đạt 3,22 tỷ USD, trong đó xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung

Quốc đạt 1,42 tỷ USD, nhập khẩu từ Trung Quốc đạt 1,8 tỷ USD. Đến năm 2016,

tổng thương mại song phương đạt gần 80 tỷ USD tăng gấp 9,375 lần so với năm 2001,

trong đó xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc đạt gần 22 tỷ USD, chiếm 12,4%

trong tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam, là thị trường xuất khẩu lớn thứ hai

của Việt Nam. Bên cạnh đó, thị trường nhập khẩu lớn nhất của Việt Nam là Trung

Quốc với kim ngạch hơn 50 tỷ USD và chiếm tỷ trọng 28,6% tổng nhập khẩu của cả

nước.

Hình 4.1: Thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc giai đoạn

quý 3/2000 – quý 3/2017 (đơn vị triệu USD)

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Eviews (Phụ lục 1)

Trong năm 2016, Việt Nam xuất khẩu sang Trung Quốc chủ yếu các mặt hàng:

máy vi tính, sản phẩm điện tử, linh kiện (chiếm 18,5%); xơ, sợi dệt các loại (7,5%);

dầu thô (6,0%); gỗ, sản phẩm gỗ (4,6%); giày dép các loại (4,1%); hàng dệt, may

(3,8%). Trong khi đó Việt Nam nhập khẩu chủ yếu từ Trung Quốc các mặt hàng sau:

máy móc, thiết bị, dụng cụ, phụ tùng khác (chiếm 18,6%); điện thoại các loại và linh

kiện (12,3%); máy vi tính sản phẩm điện tử và linh kiện (11,9%); vải các loại (10,9%);

nguyên phụ liệu dệt may da giày (3,7%); sản phẩm từ chất dẻo (3,0%). Như vậy, Việt

Nam chủ yếu nhập khẩu từ Trung Quốc các nguyên vật liệu để phục vụ cho các ngành

sản xuất trong nước và các nguyên vật liệu đầu vào để sản xuất các sản phẩm xuất

khẩu.

4.1.3. Phân tích tỷ giá và biến động tỷ giá

Hình 4.2: Tỷ giá và biến động tỷ giá VND_USD và CNY_USD giai đoạn quý

3/2000 – quý 3/2017

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Eviews (Phụ lục 1)

Nhìn hình 3.2, tỷ giá CNY_USD dường như là ít biến động trong suốt giai đoạn

từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2005, sau đó tỷ giá CNY_USD biến động nhiều

và có xu hướng giảm. Đối với tỷ giá VND_USD có xu hướng gia tăng từ quý 3/2000

đến quý 3/2017.

Qua hình 3.2, tác giả nhận thấy tỷ giá VND_USD có giá trị biến động cao hơn tỷ

giá CNY_USD. Nhưng biến động của VND_USD thì có mức độ tần suất biến động

ít hơn so với biến động của CNY_USD.

4.2. Phân tích thống kê mô tả giữa các biến trong mô hình

Mô tả thống kê liên quan đến việc kiểm tra những đặc tính của các biến. Giống

như so sánh để suy diễn thống kê về mối quan hệ giữa các biến trong mô hình đang

xem xét. Thống kê mô tả cho tác giả có cách nhìn tổng quan về dữ liệu, cung cấp đơn

giản về mẫu dữ liệu nghiên cứu và các thước đo phản ánh tổng quát đối tượng nghiên

cứu. Việc xem xét các giá trị tính được từ việc mô tả thống kê giúp cho ta xem xét

nhanh mức độ thay đổi cũng như sự đồng đều của dữ liệu ở các biến thu thập trong

nghiên cứu thực nghiệm. Thông qua đó có thể phát hiện những giá trị dao động sai

lệch trong cỡ mẫu. Kết quả thực hiện thống kê bằng phần mềm Stata chỉ ra phạm vi

khoảng giá trị, giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của các biến sử dụng trong nghiên

cứu của các biến độc lập và phụ thuộc.

Bảng 4.2 Thống kê mô tả giữa các biến đưa vào trong mô hình

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max

Export_VN_CN 69 7.259 0.929 5.372 8.944

Export_CN_VN 69 8.147 1.265 5.952 9.853

CPI_CN 69 4.576 0.135 4.386 4.779

CPI_VN 69 4.466 0.431 3.863 5.042

GDP_CN 69 15.834 0.721 14.629 16.849

GDP_VN 69 9.621 0.126 9.445 9.995

V_VND_USD 69 0.010 0.012 0.000 0.046

V_CNY_USD 69 0.009 0.009 0.000 0.028

VND_USD 69 9.796 0.150 9.562 10.020

CNY_USD 69 1.969 0.117 1.809 2.114

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 1)

Như vậy, qua việc phân tích thống kê mô tả chung cho các biến trong mô hình

theo bảng 4.2, tác giả nhận thấy các biến quan sát thu thập được có dao động ổn định,

phần lớn các giá trị độ lệch chuẩn của mẫu nghiên cứu đều nhỏ hơn so với giá trị

trung bình.

Bên cạnh đó, cỡ mẫu trong bài nghiên cứu gồm 69 quan sát cho mỗi biến, cỡ mẫu

này lớn hơn cỡ mẫu lớn trong các tài liệu thống kê (số mẫu tối thiểu là 30 quan sát).

Vì thế, với cỡ mẫu này được chấp nhận để thực hiện hồi quy và thực hiện các kiểm

định trong thống kê.

4.3. Kiểm định tính dừng

Đối với dữ liệu chuỗi thời gian, nếu thực hiện việc hồi quy chuỗi dữ liệu không

dừng sẽ dẫn đến việc vi phạm độ tin cậy của hồi quy thu được giá trị R2 rất cao mặc

dù không hề có mối liên hệ có ý nghĩa nào giữa các biến. Hiện tượng này được gọi là

hiện tượng hồi quy giả mạo và được Phillips giải thích đầu tiên vào năm 1986. Vì

vậy, trước khi thực hiện ước lượng mô hình, điều tiên quyết trước hết cần phải kiểm

định xem chuỗi dữ liệu quan sát là dừng hay không. Đối với dữ liệu chuỗi thời gian,

có nhiều phương pháp khác nhau để kiểm định tính dừng như phương pháp kiểm định

tính dừng Augment Dickey Fuller (ADF) và phương pháp kiểm định tính dừng của

Phillips và Perron (PP). Trong bài nghiên cứu tác giả đã thực hiện kiểm định tính

dừng ADF và kiểm định tính dừng PP để đối chiếu kết quả.

Giả thiết H0: Chuỗi dữ liệu không dừng.

Giả thiết H1: Chuỗi dữ liệu là dừng

Tổng hợp kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháp ADF và phương pháp

PP được thể hiện trong bảng 4.3. Kết quả kiểm định tính dừng cho thấy tất cả các

biến chỉ dừng ở sai phân bậc 1 với cả kiểm định Augment Dickey Fuller và Phillips

Perron với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này tương tự với Guangpu Yang, Qingyang Gu

(2016) khi tìm thấy cả bậc gốc và bậc 1 về tính dừng của dữ liệu.

Bảng 4.3: Kiểm định tính dừng dữ liệu

Bậc gốc dữ liệu Sai phân bậc 1

Biến

ADF PP ADF PP

Export_VN_CN 0.329 0.521 -10.028*** -10.096***

Export_CN_VN -1.243 -1.179 -6.302*** -6.286***

CPI_CN -0.091 -0.068 -7.557*** -7.535***

CPI_VN -0.419 -0.426 -4.097*** -3.976***

GDP_CN -1.357 -1.305 -7.579*** -7.599***

GDP_VN 3.624 3.669 -7.042*** -7.217***

VND_USD -0.516 -0.519 -8.658*** -8.642***

CNY_USD -1.082 -1.071 -4.967*** -5.037***

V_VND_USD -2.501 -2.608 -8.913*** -8.921***

V_CNY_USD -1.551 -2.003 -6.697*** -6.759***

Ghi chú: *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê là 1%

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ dữ liệu phân tích Stata (Phụ lục 2)

Kết quả kiểm định tính dừng cho thấy cần thiết kiểm định đồng liên kết, khi các

dữ liệu không dừng ở bậc gốc.

4.4. Kiểm định đồng liên kết

Để tránh trường hợp hồi quy giả mạo tác giả tiếp tục kiểm định đồng liên kết.

Nếu tồn tại đồng liên kết có nghĩa là tồn tại quan hệ dài hạn giữa các yếu tố, cho phép

phân tích dài hạn bằng phương trình ước lượng với dữ liệu gốc và phân tích ngắn hạn

bởi phương pháp ước lượng ECM trên sai phân bậc 1 của dữ liệu. Nếu không tồn tại

đồng liên kết thì phương pháp tự hồi quy có phân phối trễ ARDL sẽ được chọn để

phân tích mối quan hệ giữa các biến.

Giả thiết H0: Không tồn tại hiện tượng đồng liên kết

Giả thiết H1: Tồn tại hiện tượng đồng liên kết

Trong bài nghiên cứu, tác giả sử dụng kiểm định Johansen trên phân tích đồng

liên kết trên dữ liệu chuỗi thời gian. Kết quả kiểm định được trình bày trong bảng 4.4

và bảng 4.5 như sau:

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định đồng liên kết mô hình trường hợp Export_CN_VN

0.05 Critical Value Prob.** Trace Statistic Eigenvalue

303.2079 228.3827 169.6873 120.8863 83.62020 52.99407 27.45557 9.800221 0.487919 0.678165 0.589067 0.522604 0.431434 0.371257 0.320873 0.234714 0.131594 0.007365 197.3709 159.5297 125.6154 95.75366 69.81889 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466 0.0000 0.0000 0.0000 0.0003 0.0027 0.0152 0.0910 0.2964 0.4849

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized No. of CE(s) None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 * At most 5 * At most 6 At most 7 At most 8 Trace test indicates 6 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Nguồn: Kết quả từ phân tích Stata (Phụ lục 3)

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định đồng liên kết mô hình trường hợp Export_VN_CN

0.05 Critical Value Prob.** Trace Statistic Eigenvalue

320.4455 250.0173 188.4067 130.0817 80.96775 53.71245 31.93980 12.30973 2.324567 0.655993 0.606822 0.586754 0.524862 0.338311 0.280996 0.257272 0.140402 0.034608 197.3709 159.5297 125.6154 95.75366 69.81889 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0050 0.0128 0.0279 0.1427 0.1273

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized No. of CE(s) None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 * At most 5 * At most 6 * At most 7 At most 8 Trace test indicates 7 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Nguồn: Kết quả từ phân tích Stata (Phụ lục 3)

Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H0 cần so sánh giá trị thống kê

Trace Statistic với giá trị tới hạn Critical Value ở mức ý nghĩa xác định được chọn là

5%.

 Nếu Trace Statistic < giá trị tới hạn Critical Value: chấp nhận giả thiết H0 tức

là không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa các biến.

 Nếu Trace Statistic > giá trị tới hạn Critical Value: bác bỏ giả thiết H0 và chấp

nhận giả thiết H1 tức là tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa

các biến.

Nhìn vào bảng 4.4 và 4.5 của kiểm định Johansen cho thấy kết quả chuỗi dữ liệu

tồn tại đồng liên kết với 6 bậc đồng liên kết đối với mô hình xuất khẩu từ Trung Quốc

sang Việt Nam và 7 bậc đồng liên kết với mô hình xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung

Quốc.

Điều này đảm bảo mô hình tránh hiện tượng hồi quy giả mạo (spurious

regression) trong hồi quy và cho phép lựa chọn mô hình phân tích dài hạn với dữ liệu

gốc, và mô hình phân tích ngắn hạn dựa trên sai phân bậc 1 dữ liệu với phương pháp

hiệu chỉnh sai số ECM, như vậy tác giả đã chọn được mô hình phù hợp ước lượng

với cỡ mẫu dữ liệu.

4.5. Kiểm định các giả thiết định lượng

Sau khi đã lựa chọn được mô hình ước lượng, mô hình phân tích dài hạn đối với

dữ liệu gốc và mô hình phân tích ngắn hạn dựa trên sai phân bậc 1 dữ liệu với phương

pháp hiệu chỉnh sai số ECM, tác giả kiểm tra các giả thiết cổ điển định lượng nhằm

lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp đảm bảo tính tin cậy, ước lượng vững,

tuyến tính không chệch tốt nhất BLUE của ước lượng.

4.5.1. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi phần dư

Hiện tượng phương sai thay đổi có thể ảnh hưởng đến tính hiệu quả của ước

lượng mô hình, mất tính tin cậy của kiểm định hệ số. Tác giả tiến hành kiểm định

phương sai sai số thay đổi bằng phương pháp kiểm định White với giả thuyết như

Giả thuyết H0: Mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi

Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi

 Nếu giá trị Khi – bình phương < giá trị khi bình phương tới hạn tại mức ý

nghĩa lựa chọn: chấp nhận giả thiết H0, tức là mô hình không có hiện tượng

phương sai thay đổi.

 Nếu giá trị Khi – bình phương > giá trị khi bình phương tới hạn tại mức ý

nghĩa lựa chọn: bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1 tức là mô hình có

hiện tượng phương sai thay đổi.

Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi được trình bày ở bảng

4.6 như sau:

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi của các mô

hình

Mô hình Khi bình phương (χ2) P-value

Dài hạn: Export_VN_CN 69.00 0.4434

Dài hạn: Export_CN_VN 69.00 0.4434

Ngắn hạn: Export_VN_CN 67.00 0.4425

Ngắn hạn: Export_CN_VN 67.00 0.4425

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 4)

Qua bảng 4.6 kết quả kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi của các

mô hình, kết quả kiểm định White cho thấy tất cả các p-value của các mô hình đều

lớn hơn 0.05. Vì vậy, chưa có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%, cho

thấy không tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình dữ liệu nghiên cứu.

Như vậy, không tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình ở mức ý nghĩa

5%.

4.5.2. Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư

Tự tương quan phần dư là quan hệ tương quan giữa các thành viên của chuỗi dữ

liệu phần dư mô hình hồi quy theo thời gian. Hiện tượng tự tương quan phần dư trong

chuỗi dữ liệu có thể ảnh hưởng đến sự hiệu quả của ước lượng mô hình, làm mất đi

độ tin cậy kiểm định hệ số của hàm ước lượng hồi quy tuyến tính. Để kiểm tra hiện

tượng tự tương quan, tác giả sử dụng phương pháp Breusch-Godfrey (BG test) và đặt

giả thuyết kiểm định như sau:

Giả thuyết H0: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan

Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư các mô hình

Mô hình Khi bình phương (χ2) P-value

Dài hạn: Export_VN_CN 13.466 0.0092

Dài hạn: Export_CN_VN 17.443 0.0016

Ngắn hạn: Export_VN_CN 3.540 0.4718

Ngắn hạn: Export_CN_VN 9.424 0.0513

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 5)

Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan cho kết quả ở bảng 4.7, kết quả với

p-value có giá trị nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0.01 ở các mô hình dài hạn cho xuất khẩu

từ Việt Nam sang Trung Quốc và xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam. Do đó,

đủ cơ sở bác bỏ giả thiết H0 và chấp nhận giả thiết H1 với hai trường hợp này ở mức

ý nghĩa 1%, tức là mô hình dài hạn của xuất khẩu có hiện tượng tự tương quan với

mức ý nghĩa 1%. Đối với mô hình ngắn hạn, p-value có giá trị nhỏ hơn mức ý nghĩa

α = 0.1 đối với chỉ trường hợp xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam. Do đó, với

mức ý nghĩa 10%, tồn tại hiện tượng tự tương quan đối với mô hình ngắn hạn xuất

khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam nhưng không tồn tại hiện tượng tự tương quan

đối với mô hình ngắn hạn xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.

Sau khi thực hiện các phương pháp kiểm tra tính tự tương quan nhiễu, phương

sai của nhiễu tác giả tiến hành phân tích kết quả hồi quy thực nghiệm.

4.6. Phân tích kết quả hồi quy

Trong các phương pháp ước lượng chuỗi thời gian, phương pháp tổng bình

phương sai số nhỏ nhất OLS là phương pháp thường được sử dụng. Tuy nhiên đối

với bài nghiên cứu này, cỡ mẫu tìm thấy hiện tượng tự tương quan phần dư của nhiễu

đối với mô hình dài hạn xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam và xuất khẩu từ

Việt Nam sang Trung Quốc, thêm nữa trong mô hình ngắn hạn với xuất khẩu từ Trung

Quốc sang Việt Nam. Nếu sử dụng OLS ước lượng trong trường hợp tự tương quan

nhiễu tồn tại dẫn đến khả năng mắc phải sai lầm ước lượng không hiệu quả, ảnh

hưởng tới độ tin cậy mô hình trong kết luận thực nghiệm. Do đó với ba mô hình vi

phạm hiện tượng tự tương quan của nhiễu này tác giả sử dụng phương pháp khắc

phục hiện tượng tự tương quan của nhiễu Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt. Phương

pháp này phù hợp khắc phục hiện tượng tự tương quan của nhiễu cho cỡ mẫu nhỏ.

Mô hình còn lại xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc trong ngắn hạn, không

tồn tại các vi phạm giả thiết định lượng phương sai thay đổi và tự tương quan, do đó

sử dụng phương pháp tổng bình phương sai số nhỏ nhất OLS vẫn đảm bảo tính vững

và hiệu quả.

4.6.1. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm

4.6.1.1. Tác động trong dài hạn

Như đã phân tích, để xem xét tác động trong dài hạn của biến động tỷ giá đối với

thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc, tác giả đã hồi quy bằng

phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt đối với xuất khẩu từ Trung Quốc

đến Việt Nam và xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc

a) Bằng chứng xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam

Trước tiên, xem xét kết quả tác động của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ

Trung Quốc sang Việt Nam được thể hiện bảng 4.8 như sau:

Bảng 4.8: Kết quả hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-

Orcutt cho tác động dài hạn của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ Trung

Quốc đến Việt Nam

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

Biến độc lập

Export_CN_VN

-0.705

-0.903

-0.886

-11.88**

-0.275

-2.516

VND_USD

(-0.80)

(-0.99)

(-0.96)

(-2.14)

(-0.35)

(-0.64)

-1.707*

-1.463

-1.397

-1.263

-1.444

-1.443

CNY_USD

(-1.74)

(-1.46)

(-1.31)

(-1.17)

(-1.46)

(-1.45)

-1.503

-1.067

-1.074

-0.731

-46.03***

-46.50***

V_VND_USD

(-0.74)

(-0.52)

(-0.33)

(-2.98)

(-3.00)

-0.135

-1.294

-1.618

-0.736

1515.0

1224.8

V_CNY_USD

(-0.04)

(-0.39)

(-0.44)

(-0.21)

(1.20)

(0.91)

0.0146

-0.421

-0.430

-0.696

-1.060

-1.148

(0.02)

(-0.53)

(-0.86)

(-1.45)

(-1.55)

CPI_VN

0.894

4.630*

6.255***

5.983**

3.518

3.656

(0.63)

(1.60)

(1.58)

(1.98)

(2.73)

(2.53)

CPI_CN

0.559

0.278

0.267

0.144

0.118

0.0821

(0.99)

(0.45)

(0.42)

(0.21)

(0.20)

(0.14)

GDP_VN

1.363***

1.261***

1.241***

1.049***

0.938***

1.090***

GDP_CN

(4.60)

(4.06)

(3.74)

(2.79)

(3.08)

(2.70)

-0.0481

-0.0618

-0.0615

-0.0772

-0.0346

-0.0443

WTO

(-0.49)

(-0.61)

(-0.60)

(-0.78)

(-0.37)

(-0.46)

-0.0533*

-0.0544*

-0.0655**

-0.0833***

-0.0808**

(-1.79)

(-1.77)

(-2.19)

(-2.70)

(-2.57)

Quarter_1

-0.0165

-0.0162

-0.0157

-0.0202

-0.0188

(-0.64)

(-0.62)

(-0.65)

(-0.77)

(-0.71)

Quarter_2

-0.00616

-0.00608

-0.00410

-0.00269

-0.00235

(-0.26)

(-0.25)

(-0.18)

(-0.11)

(-0.09)

Quarter_3

0.0224

-108.7**

-0.0175

-21.11

(0.20)

(-2.01)

(-0.17)

(-0.59)

Reform_Dum

omitted

Omitted

Ref_D_CNY_USD

11.24**

2.180

(2.02)

(0.59)

Ref_D_VND_USD

-1519.1

-1228.7

Ref_D_V_CNY_USD

(-1.20)

(-0.91)

44.97***

45.53***

Ref_D_V_VND_USD

(2.93)

(2.95)

-12.64

-16.89*

-17.37*

89.71*

-26.00***

-4.756

_cons

(-1.67)

(-2.00)

(-1.97)

(1.67)

(-3.39)

(-0.13)

Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 6)

Theo như bảng 4.8, trong dài hạn xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam

(Export_CN_VN) có mối tương quan âm với tỷ giá VND_USD với mức ý nghĩa 5%.

Nói cách khác, Việt Nam có xu hướng nhập khẩu nhiều hơn khi VND tăng giá tương

đối so với USD (tức tỷ giá VND_USD giảm). Kết quả chỉ ra tại cột số (4) khi mô

hình có sự kết hợp thêm biến giả Reform_Dum và sự tác động qua lại giữa các biến

độc lập đưa vào Ref_D_VND_USD thì mô hình có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa

5%. Điều đó cho thấy rằng khi Trung Quốc thay đổi chế độ tỷ giá vào tháng 7 năm

2005 (Reform_Dum = 1) thì kết quả ước lượng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa

5% với hệ số ước tính của VND_USD là -0.64 (= -11.88+ 11.24), tức là khi tỷ giá

VND_USD tăng 1% thì xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam giảm tương ứng

0.64%.

Đối với biến động tỷ giá hối đoái VND_USD (V_VND_USD) có tác động âm

đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam, nhưng nó chỉ có ý nghĩa thống kê khi

có biến giả Reform_Dum và sự tác động qua lại giữa các biến độc lập đưa vào

Ref_D_V_VND_USD với mức ý nghĩa 1%. Kết quả chỉ ra tại cột (5) và cột (6), tại

cột (5) kể từ khi Trung Quốc thay đổi chế độ tỷ giá vào tháng 7 năm 2005

(Reform_Dum = 1) biến động tỷ giá V_VND_USD tăng 1% sẽ làm xuất khẩu từ

Trung Quốc sang Việt Nam giảm 1.06% (= -46.03+ 44.97) và tại cột (6) biến động tỷ

giá V_VND_USD tăng 1% sẽ làm xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam giảm

0.97% (= -46.5 + 45.53) với mức ý nghĩa 5%.

Theo như kết quả ước lượng trình bày tại bảng 4.8, không tìm thấy bằng chứng

cho thấy chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam (CPI_VN) tác động đến xuất khẩu từ

Trung Quốc sang Việt Nam. Bằng chứng thực nghiệm này cho thấy rằng CPI_VN

không phải là một yếu tố quan trọng tác động đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt

Nam trong giai đoạn nghiên cứu mẫu trong dài hạn.

Tương tự theo như kết quả ước lượng tại bảng 4.8, không tìm thấy bằng chứng

cho thấy thu nhập của Việt Nam có tác động đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt

Nam. Điều đó, chứng tỏ rằng không tìm thấy mối quan hệ giữa GDP_VN và

Export_CN_VN trong giai đoạn nghiên cứu.

Đối với trường hợp biến giả WTO, được kỳ vọng sẽ có tác động dương tuy nhiên

không tìm thấy bằng chứng cho thấy WTO có tác động đến xuất khẩu từ Trung Quốc

sang Việt Nam.

Cuối cùng, xem xét kết quả đối với một số biến số kiểm soát khác trong mô hình

xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam mà theo lý thuyết không tham vọng kỳ vọng

dấu vì không đủ cơ sở.

 Kết quả ước lượng tại bảng 4.8, chỉ ra rằng chỉ số giá tiêu dùng của Trung

Quốc (CPI_CN) tác động dương đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam khi có

biến giả Reform_Dum và sự tác động qua lại giữa các biến độc lập đưa vào. Cụ thể

tại cột số (4) khi chỉ số giá tiêu dùng của Trung Quốc tăng 1% thì xuất khẩu từ Trung

Quốc sang Việt Nam tăng 4.63% với mức ý nghĩa 10% sau tháng 7 năm 2005. Tại

mô hình (5) khi chỉ số giá tiêu dùng của Trung Quốc tăng 1% thì xuất khẩu từ Trung

Quốc sang Việt Nam tăng 6.255% với mức ý nghĩa 1% kể từ sau khi chế độ tỷ giá

Trung Quốc thay đổi. Với mô hình (6) khi chỉ số giá tiêu dùng của Trung Quốc tăng

1% thì xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam tăng 5.983% với mức ý nghĩa 5%

sau tháng 7 năm 2005.

 Đối với biến kiểm soát thu nhập của Trung Quốc, tồn tại mối quan hệ tương

quan dương giữa thu nhập của Trung Quốc và xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt

Nam với mức ý nghĩa 1% trong tất cả các trường hợp từ cột (1) đến cột (6) trong bảng

4.8. Điều này có nghĩa là tại mức ý nghĩa 1% khi thu nhập của Trung Quốc tăng 1%

thì xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam tăng tương ứng, ví dụ trường hợp (6)

1.09%. Điều này, cho thấy thu nhập Trung Quốc tác động dương đến xuất khẩu Trung

Quốc không phụ thuộc vào chế độ tỷ giá.

b) Bằng chứng xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc

Tiếp theo, tác giả trình bày kết quả tác động của biến động tỷ giá đối với xuất

khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.

Bảng 4.9: Kết quả hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-

Orcutt cho tác động dài hạn của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ Việt Nam

đến Trung Quốc

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

Biến độc lập

Export_VN_CN

1.590*

1.565*

1.415

-0.379

2.530***

11.16***

VND_USD

(1.80)

(1.74)

(1.54)

(-0.12)

(4.45)

(3.19)

-0.240

0.169

-0.112

-0.227

-0.879

-0.759

CNY_USD

(-0.20)

(0.14)

(-0.09)

(-0.17)

(-0.88)

(-0.78)

0.0686

0.188

0.00139

-59.46***

-66.35***

0.190

V_VND_USD

(0.03)

(0.09)

(0.00)

(-5.65)

(-5.97)

(0.09)

1.984

1.515

3.668

5046.4***

7599.6***

2.915

V_CNY_USD

(0.55)

(0.41)

(0.86)

(6.95)

(6.09)

(0.71)

-0.247

-0.370

-0.294

-0.341

-0.261

0.161

CPI_VN

(-0.31)

(-0.43)

(-0.34)

(-0.41)

(-0.51)

(0.30)

0.645

1.657

-0.117

-1.231

0.583

0.813

(0.38)

(0.76)

(-0.04)

(-0.54)

(0.25)

(0.34)

CPI_CN

0.792

0.498

0.559

0.910

1.229**

0.574

(1.18)

(0.67)

(0.74)

(1.58)

(2.15)

(0.76)

GDP_VN

0.974***

0.960***

1.090***

1.331**

1.019***

0.160

GDP_CN

(3.99)

(3.89)

(3.74)

(2.63)

(3.57)

(0.36)

-0.230**

-0.210*

-0.211*

-0.234**

-0.188**

-0.105

WTO

(-2.05)

(-1.82)

(-1.84)

(-2.01)

(-2.54)

(-1.30)

-0.0197

-0.0128

-0.00466

-0.000393

-0.0234

(-0.50)

(-0.32)

(-0.10)

(-0.01)

(-0.62)

Quarter_1

-0.0163

-0.0182

-0.0172

-0.0177

-0.0302

(-0.43)

(-0.48)

(-0.44)

(-0.55)

(-0.96)

Quarter_2

0.0318

0.0301

0.0280

0.0236

0.0149

(0.90)

(0.84)

(0.76)

(0.67)

(0.46)

Quarter_3

-0.101

-17.33

-0.199**

80.46**

Reform_Dum

(-0.83)

(-0.58)

(-2.46)

(2.50)

Ref_D_CNY_USD

omitted

Omitted

1.779

-8.329**

Ref_D_VND_USD

(0.58)

(-2.51)

-5040.7***

-7595.8***

Ref_D_V_CNY_USD

(-6.95)

(-6.08)

58.54***

65.64***

Ref_D_V_VND_USD

(5.51)

(5.85)

-32.61***

-34.22***

-31.41***

-13.01

-33.64***

-117.1***

_cons

(-4.28)

(-4.24)

(-3.59)

(-0.39)

(-5.68)

(-3.45)

Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 6)

Đầu tiên dựa vào kết quả ước lượng bảng 4.9, tác giả không tìm thấy bằng chứng

cho thấy tác động của tỷ giá CNY_USD đối với xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung

Quốc trong giai đoạn nghiên cứu từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017.

Kết quả bảng 4.9 cho thấy biến động tỷ giá hối đoái CNY_USD (V_CNY_USD)

có tác động dương đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, nhưng nó chỉ có ý

nghĩa thống kê khi có biến giả Reform_Dum và sự tác động qua lại giữa các biến độc

lập đưa vào với mức ý nghĩa 1%. Điều này chỉ ra rằng, biến động tỷ giá CNY_USD

có tác động dương đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc sau khi Trung Quốc

thay đổi chế độ tỷ giá vào tháng 07 năm 2005 (Reform_Dum = 1). Kết quả chỉ ra tại

cột (11) và cột (12), tại mô hình (11) biến động tỷ giá CNY_USD tăng 1% sẽ làm

xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc tăng 5.7% (= 5,046.4 – 5,040.7) và tại mô

hình (12) biến động tỷ giá CNY_USD tăng 1% dẫn đến xuất khẩu từ Trung Quốc

sang Việt Nam tăng 3.8% (= 7,599.6 – 7,595.8) với mức ý nghĩa 5% kể từ sau quý 3

năm 2007. Có thể nhận thấy, mức độ biến động của tỷ giá CNY_USD tác động đến

xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc với mức độ tác động lớn hơn so với trường

hợp biến động tỷ giá của VND_USD tác động đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang

Việt Nam.

Kết quả bảng 4.9 chỉ rõ không tìm thấy bằng chứng cho rằng chỉ số giá tiêu dùng

của Trung Quốc tác động đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc trong giai

đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017.

Qua bảng kết quả 4.9, cho thấy thu nhập của Trung Quốc có tác động dương đến

xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc với mức ý nghĩa 5% trong hầu hết các trường

hợp từ mô hình (7) đến mô hình (11). Ví dụ tại trường hợp mô hình (11) hệ số ước

lượng đạt 1.019 tức là khi thu nhập Trung Quốc tăng 1% thì xuất khẩu từ Việt Nam

sang Trung Quốc tăng 1.019% với mức ý nghĩa 1%.

Đối với trường hợp WTO, kết quả cho thấy WTO có mối tương quan âm với xuất

khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc với mức ý nghĩa thấp nhất là 5%.

Ngoài ra, một số biến kiểm soát khác trong mô hình dài hạn xuất khẩu từ Việt

Nam sang Trung Quốc không kỳ vọng nhưng có tác động như: tỷ giá VND_USD,

biến động tỷ giá hối đoái VND_USD, thu nhập của Việt Nam.

 Tỷ giá VND_USD có mối tương quan dương với xuất khẩu từ Việt Nam sang

Trung Quốc tương ứng với mức ý nghĩa 1% (trường hợp mô hình 7 và 8) và 10%

(trường hợp mô hình 11 và 12). Tại cột (6) hệ số ước lượng của tỷ giá VND_USD và

Export_VN_CN là 2.831 (= 11.16 – 8.329) tức là khi tỷ giá VND_USD tăng 1% thì

xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc tăng tương ứng 2.831% với mức ý nghĩa

1%. Đối với biến động tỷ giá hối đoái VND_USD (V_VND_USD) có tác động âm

đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, nhưng nó chỉ có ý nghĩa thống kê khi

có biến giả biến giả Reform_Dum và sự tác động qua lại giữa các biến độc lập đưa

vào với mức ý nghĩa 1%. Kết quả chỉ ra tại mô hình (11) và mô hình (12), tại mô hình

(11) biến động tỷ giá V_VND_USD tăng 1% sẽ làm xuất khẩu từ Việt Nam sang

Trung Quốc giảm 0.92% (= -59.46+ 58.54) và tại mô hình (12) biến động tỷ giá

V_VND_USD tăng 1% sẽ làm xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam giảm 0.71%

(= -66.35 + 65.64) với mức ý nghĩa 5%.

 Thu nhập của Việt Nam có tác động dương đến xuất khẩu từ Việt Nam sang

Trung Quốc, nhưng nó chỉ có ý nghĩa thống kê khi có biến giả Reform_Dum và sự

tác động qua lại giữa các biến độc lập đưa vào với mức ý nghĩa 5%. Theo như kết

quả chỉ ra tại mô hình (12) của bảng 4.9, khi thu nhập của Việt Nam tăng 1% thì xuất

khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc tăng 1.229% với mức ý nghĩa 5%.

4.6.1.2. Tác động trong ngắn hạn

a) Bằng chứng xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam

Theo như kết quả ước lượng tác động dài hạn và kiểm tra đồng liên kết Johansen

thì tồn tại mối quan hệ đồng liên kết mạnh mẽ giữa các biến chính. Do đó, cần phải

𝑖 sau đó thực hiện ước tính phương trình (11) với độ trễ được lựa chọn thích

thực hiện quá trình hiệu chỉnh sai số bằng cách tính các phần dư của mô hình

𝐸𝑅𝑅𝑂𝑅𝑗𝑡

hợp. Kết quả ước tính này được sử dụng để giải thích mối quan hệ ngắn hạn giữa các

biến. Tuy nhiên, do mô hình xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam trong ngắn hạn

tồn tại các vi phạm giả thiết định lượng phương sai thay đổi và tự tương quan, do đó

𝑖 . 𝐸𝑅𝑅𝑂𝑅𝑗𝑡

tác giả sử dụng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt để ước lượng

Kết quả uớc lượng các hệ số ngắn hạn từ mô hình hiệu chỉnh sai số ECM được

trình bày trong bảng sau:

Bảng 4.10: Kết quả hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-

Orcutt cho tác động ngắn hạn của biến động tỷ giá và xuất khẩu từ Trung Quốc

sang Việt Nam

(13) (14)

D_Export_CN_VN

-1.331***

L.error (-5.49)

0.994*** 1.041***

L.D_Export_CN_VN (4.86) (4.55)

-0.684 -0.769

D_VND_USD (-0.82) (-0.89)

-1.865** -2.012**

D_CNY_USD (-2.07) (-2.15)

-3.107* -3.245* D_V_VND_USD

(-1.69) (-1.72)

2.359 2.879

D_V_CNY_USD (0.95) (1.07)

-0.776 -0.815

D_CPI_VN (-1.11) (-1.02)

0.171 -0.727

D_CPI_CN (0.16) (-0.35)

0.0744 0.0123

D_GDP_VN (0.12) (0.02)

0.414 0.408

D_GDP_CN (1.34) (1.29)

-1.411***

L.error2 (-5.39)

0.0132

Quarter_1 (0.42)

0.00137

Quarter_2 (0.04)

-0.00686

Quarter_3 (-0.27)

-0.00480 -0.00282

_cons (-0.21) (-0.10)

Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 6)

Trước tiên, hệ số của biến L. error đạt -1.331 tức là dấu của ECM (-1) âm và có

ý nghĩa với mức ý nghĩa 1%, khi đó tồn tại quan hệ dài hạn điều chỉnh cân bằng. Kết

quả này cho thấy tồn tại quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các yếu tố về tỷ giá,

biến động tỷ giá, thu nhập GDP, chỉ số giá tiêu dùng CPI ảnh hưởng đến xuất khẩu

song phương từ Trung Quốc sang Việt Nam.

Đối với tỷ giá hối đoái, không tìm thấy mối quan hệ tác động có ý nghĩa thống

kê từ thay đổi thời kỳ này so với thời kỳ trước (sai phân bậc 1) của tỷ giá VND_USD

nhưng kết quả tìm thấy mối quan hệ âm có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% từ

sự thay đổi của tỷ giá CNY_USD ảnh hưởng đến xuất khẩu song phương Trung Quốc

sang Việt Nam.

Đối với biến động tỷ giá, kết quả thực nghiệm từ bảng 4.10 chỉ ra tồn tại tác động

âm với mức ý nghĩa 10% từ sự thay đổi biến động VND_USD, nhưng trong trường

hợp thay đổi của biến động CNY_USD thì không tìm thấy bằng chứng tác động đối

với xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam.

Đối với thu nhập GDP các hệ số thống kê không có ý nghĩa thống kê. Theo đó,

thu nhập chưa tìm thấy bằng chứng đóng vai trò quan trọng tác động tới xuất khẩu

song phương từ Trung Quốc đến Việt Nam.

Các hệ số thống kê của chỉ số giá tiêu dùng CPI cũng chưa tìm thấy bằng chứng

có ý nghĩa thống kê, do đó chỉ số giá tiêu dùng cũng không có tác động đến mối quan

hệ xuất khẩu song phương từ Trung Quốc đến Việt Nam.

b) Bằng chứng xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc

Mô hình xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc trong ngắn hạn, không tồn tại

các vi phạm giả thiết định lượng phương sai thay đổi và tự tương quan, do đó sử dụng

𝑖 vẫn đảm bảo tính vững và hiệu quả. Sau

phương pháp tổng bình phương sai số nhỏ nhất OLS để ước lượng cột (6) bảng 4.9

để tính các phần dư của mô hình 𝐸𝑅𝑅𝑂𝑅𝑗𝑡

đó thực hiện ước tính phương trình (11) với độ trễ được lựa chọn thích hợp. Kết quả

ước tính này được sử dụng để giải thích mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến.

Bảng 4.11: Kết quả hồi quy bằng phương pháp OLS tác động ngắn hạn của biến

động tỷ giá và xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc

(15) (16)

D_Export_VN_CN

-0.960***

L.error3 (-4.77)

0.307* 0.352**

L.D_Export_VN_CN (1.93) (2.01)

-0.553 -0.385

D_VND_USD (-0.43) (-0.29)

-0.712 -0.503

D_CNY_USD (-0.58) (-0.39)

2.070 1.890

D_V_VND_USD (0.77) (0.69)

3.614 3.247

D_V_CNY_USD (0.95) (0.82)

-0.152 -0.103

D_CPI_VN (-0.15) (-0.09)

-0.465 -0.410

D_CPI_CN (-0.28) (-0.15)

0.559 0.392

D_GDP_VN (0.57) (0.37)

1.484*** 1.454***

D_GDP_CN (3.06) (2.93)

-0.990***

L.error4 (-4.63)

0.0758

Quarter_1 (1.41)

0.0396

Quarter_2 (0.77)

0.0990**

Quarter_3 (2.25)

-0.0176 -0.0725**

_cons (-0.69) (-2.03)

Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 6)

Trong mô hình phân tích ngắn hạn xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, hệ

số hiệu chỉnh phần dư ECM có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa cao (1%) và hệ số có

giá trị âm. Bằng chứng thực nghiệm này cho thấy các yếu tố biến độc lập về tỷ giá,

biến động tỷ giá, thu nhập và chỉ số giá hiệu chỉnh được cân bằng dài hạn tới xuất

khẩu song phương từ Việt Nam sang Trung Quốc.

Khác với mô hình ngắn hạn xuất khẩu Trung Quốc sang Việt Nam, ở mô hình

ngắn hạn xuất khẩu Việt Nam sang Trung Quốc thì các hệ số thống kê của tỷ giá

VND_USD và CNY_USD đều không có ý nghĩa thống kê. Điều đó, cho thấy rằng

không tìm thấy mối quan hệ tác động có ý nghĩa thống kê từ thay đổi thời kỳ này so

với thời kỳ trước (sai phân bậc 1) của tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu từ Việt Nam sang

Trung Quốc.

Theo bảng 4.11, các hệ số biến động tỷ giá cũng không có ý nghĩa thống kê nên

không tìm thấy tác động có ý nghĩa thống kê từ thay đổi thời kỳ này so với thời kỳ

trước (sai phân bậc 1) của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung

Quốc trong ngắn hạn.

Các hệ số thống kê của chỉ số giá tiêu dùng CPI cũng không có ý nghĩa thống kê,

do đó không có bằng chứng cho thấy sự thay đổi của chỉ số giá tiêu dùng tác động

đến xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc trong ngắn hạn.

Ngoài ra, sự thay đổi trong thu nhập của Trung Quốc có tác động dương với mức

ý nghĩa 5% đối với xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc trong ngắn hạn.

Cuối cùng, theo kết quả bảng 4.11 chỉ ra, yếu tố theo mùa của quý 3 có đóng vai

trò quan trọng trong tác động ngắn hạn với xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.

Xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc quý 3 có sự khác biệt so với quý 4.

4.6.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu

4.6.2.1. Thảo luận kết quả trong dài hạn

Phần 4.6.1 đã tìm ra bằng chứng về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và thương

mại song phương của Việt Nam và Trung Quốc trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000

đến quý 3 năm 2017. Kết quả thực nghiệm được tổng hợp ở bảng sau:

Bảng 4.12: Tổng hợp bằng chứng thực nghiệm trong dài hạn

Biến độc lập Export_CN (i)_VN (j) Export_VN (i)_CN (j)

Tỷ giá nước nhập khẩu j _ Tương quan âm (**) Chưa tìm thấy bằng

đồng tiền trung gian USD chứng

Tỷ giá nước xuất khẩu i – Tương quan âm (*) Tương quan dương (***)

đồng tiền trung gian

Biến động tỷ giá nước nhập Tương quan âm (***) Tương quan dương (***)

khẩu j so với USD

Biến động tỷ giá nước xuất Chưa tìm thấy bằng Tương quan âm (***)

khẩu i so với USD chứng.

CPI nước nhập khẩu j Chưa tìm thấy bằng chứng Chưa tìm thấy bằng

chứng.

CPI nước xuất khẩu i Tương quan dương (***) Chưa tìm thấy bằng

chứng.

Thu nhập nước nhập khẩu j Chưa tìm thấy bằng chứng Tương quan dương (***)

Thu nhập nước xuất khẩu i Tương quan dương (***) Tương quan dương (***)

WTO Chưa tìm thấy bằng chứng Tương quan âm (**)

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp từ bảng 4.9 và bảng 4.10

Tỷ giá đồng tiền nước nhập khẩu j với đồng tiền trung gian USD có tương quan

âm với xuất khẩu từ nước i sang nước j với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này là củng cố

giả thuyết và nghiên cứu của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016) cho rằng tỷ giá

giữa đồng tiền nước nhập khẩu và đồng tiền trung gian sẽ có tác động ngược chiều

đối với nhập khẩu của một quốc gia. Tức là khi tỷ giá giữa đồng tiền nước nhập khẩu

và đồng tiền trung gian giảm xuống hay nói cách khác đồng tiền của quốc gia nhập

khẩu tăng giá so với đồng tiền trung gian thì sẽ kích thích quốc gia đó nhập khẩu

nhiều hơn. Điều này có thể được giải thích như sau khi đồng tiền của quốc gia nhập

khẩu tăng giá so với đồng tiền trung gian thì hàng hóa của quốc gia nhập khẩu trở nên

đắt hơn so với các hàng hóa khác từ đó dẫn đến việc quốc gia nhập khẩu sẽ mua nhiều

hàng hóa từ nước ngoài hơn và kích thích nhập khẩu phát triển.

Tỷ giá nước xuất khẩu i với đồng tiền trung gian có tương quan âm với mức ý

nghĩa 10% trong mô hình xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam và có tương quan

dương với mức ý nghĩa 1% trong mô hình xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.

Điều này cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá của nước xuất khẩu và đồng tiền trung

gian với thương mại song phương giữa hai quốc gia thì không xác định được dấu kỳ

vọng. Bằng chứng này phù hợp với nghiên cứu của Guangpu Yang, Qingyang Gu

(2016) khi cho rằng tác động của việc tăng giá đồng tiền nước xuất khẩu đối với đồng

tiền trung gian là không có cơ sở rõ ràng trong kỳ vọng chiều hướng tác động.

Vì vậy, theo như kết quả thì việc tăng giá dự kiến của đồng tiền nước nhập khẩu

đối với đồng tiền trung gian sẽ thúc đẩy nhập khẩu nhưng tác động của việc tăng giá

đồng tiền quốc gia xuất khẩu với đồng tiền trung gian là khó xác định kỳ vọng dấu.

Do đó, từ nghiên cứu thực nghiệm có thể nhận thấy thương mại do sự biến động của

tỷ giá song phương chủ yếu là do sự thay đổi của cầu. Bằng chứng này tiếp tục củng

cố kết quả nghiên cứu của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016), tỷ giá của đồng tiền

nước xuất khẩu đối với đồng tiền trung gian dự kiến sẽ ảnh hưởng trực tiếp đến hoạt

động thương mại và chủ yếu thông qua việc cung cấp hàng hóa giao dịch, trong khi

tỷ giá của đồng tiền nước nhập khẩu so với đồng tiền trung gian dự kiến sẽ ảnh hưởng

đến thương mại chủ yếu thông qua phía cầu.

Biến động tỷ giá đồng tiền quốc gia nhập khẩu có tương quan âm với mức ý nghĩa

1% trong mô hình xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam và tương quan dương với

mức ý nghĩa 1% đối với mô hình xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc.

Đối với mô hình xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam, biến động tỷ giá của

đồng tiến quốc gia nhập khẩu có tương quan âm với xuất khẩu. Điều này cho thấy

biến động tỷ giá giữa nước nhập khẩu so với đồng tiền trung gian USD càng tăng thì

xuất khẩu của Trung Quốc sang Việt Nam càng giảm. Kết quả này là phù hợp với các

quan điểm lý thuyết về mối quan hệ ngược chiều giữa biến động tỷ giá và thương mại

song phương như quan điểm của Ethier (1973), Clark (1973), Demers (1991) và

Chowdhurry (1993). Bằng chứng này phù hợp với các nghiên cứu của Cushman

(1988), Thursby và Thursby (1987), Koray và Lastrapes (1989), Pozo (1992),

Aristotelous (2002), Guangpu Yang và Qingyang Gu (2016) đều đưa ra bằng chứng

về biến động tỷ giá có mối quan hệ ngược chiều với thương mại song phương.

Kết quả thực nghiệm biến động tỷ giá hay rủi ro tỷ giá VND tăng lên kéo theo sự

suy giảm xuất khẩu sang Việt Nam từ Trung Quốc phù hợp với trường hợp thực trạng

Việt Nam. Khi thị trường tài chính Việt Nam chưa phát triển, các sản phẩm phái sinh

về VND mới xuất hiện trong vài năm gần đây và chưa phổ biến. Việc nhận tiền xuất

khẩu VND đổi lại sang đồng tiền bản tệ Nhân dân Tệ của nước xuất Khẩu Trung

Quốc gặp phải rủi ro tỷ giá không loại bỏ được. Điều này nhấn mạnh trong giải thích

của Ethier (1973) khi nhà nhập khẩu và nhà xuất khẩu là những thương nhân e ngại

rủi ro tham gia vào thị trường thương mại quốc tế sẽ đối mặt với rủi ro biến động tỷ

giá, tại thị trường Việt Nam khi các sản phẩm phòng ngừa rủi ro tỷ giá không phát

triển không loại bỏ được Do hầu hết các hợp đồng thương mại ngoại thương cho phép

việc thanh toán trễ so với thời gian giao hàng nên biến động tỷ giá dẫn đến việc không

chắc chắn về giá mà nhà nhập khẩu sẽ trả khi mua hàng và giá mà nhà xuất khẩu sẽ

bán hàng hóa trong tương lai. Vì thế nhà xuất khẩu sẽ không chắc chắn về khoản nội

tệ nhận được tương ứng với doanh thu ngoại tệ thu được nên sẽ chuyển từ thị trường

nước ngoài sang thị trường trong nước, từ đó làm cho xuất khẩu giảm.

Giải thích này cũng tương tự quan điểm của Clark (1973) cho rằng khi tỷ giá biến

động các công ty không thể dự đoán được giá trị nội tệ của doanh thu bán hàng nước

ngoài của công ty và do rủi ro giao dịch trên thị trường ngoại hối sẽ tốn kém hơn theo

một tỷ giá linh hoạt nên khi biến động tỷ giá sẽ dẫn đến sự không chắc chắn lớn hơn

đối với thương mại và đầu tư quốc tế. Nguyên nhân là do khi tỷ giá linh hoạt thì rủi

ro tỷ giá là không thể tránh được, khó có thể dự đoán được giá nước ngoài của hàng

hóa do thu nhập ở nước ngoài sẽ dao động theo một cách không thể đoán trước; thứ

hai là do các thị trường kỳ hạn bằng ngoại tệ có thể không được phát triển đủ cho các

khoản doanh thu ngoại tệ.

Kết quả thực nghiệm từ xuất khẩu Trung Quốc sang Việt Nam củng cố tiếp tục

kết quả nghiên cứu của Demers (1991) cho rằng khi thị trường có sự biến động về tỷ

giá thì thương mại sẽ giảm hơn so với trường hợp điều kiện các thông tin thị trường

tốt. Nguyên nhân là do việc đầu tư là không thể đảo ngược dòng vốn nên khi thị

trường đang có sự biến động tỷ giá, các nhà đầu tư sẽ thực hiện hành vi đầu tư thận

trọng hơn, mức đầu tư sẽ thấp hơn so với trường hợp điều kiện các thông tin thị trường

tốt. Vì thế nên sản lượng sản xuất sẽ giảm và khối lượng thương mại cũng sẽ giảm.

Lúc này, để tránh những rủi ro do biến động tỷ giá mang lại những người tham gia

thị trường e ngại rủi ro sẽ chủ động giảm các giao dịch thương mại nước ngoài và

chuyển dần sang các giao dịch thương mại trong nước, theo Chowdhurry (1993).

Tuy nhiên, trong mô hình xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, biến động tỷ

giá của nước nhập khẩu so với đồng tiền trung gian có tương quan dương với xuất

khẩu. Điều này dường như không phù hợp với lý thuyết về kỳ vọng dấu được mong

đợi. Nhưng dường như phù hợp với lý thuyết về mối quan hệ cùng chiều giữa biến

động tỷ giá và thương mại song phương như quan điểm của De Grauwe (1988),

Franke (1991), Sercu (1992), Sercu và Vanhulle (1992), Broll và Eckwert (1999) và

cũng phù hợp với bằng chứng nghiên cứu của Guangpu Yang và Qingyang Gu (2016)

trong mô hình xuất khẩu từ Singapore sang Trung Quốc.

Thực trạng xuất khẩu Việt Nam sang Trung Quốc với việc nhận đồng Nhân dân

tệ, đây là đồng tiền của quốc gia có nền kinh tế lớn thứ 2 thế giới, đồng tiền này đã

chính thức được Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF) thêm vào giỏ các đồng tiền dự trữ bên

cạnh các đồng mạnh USD, Euro, Bảng Anh và Yên. Với vị thế đồng tiền mạnh, kèm

theo các sản phẩm tài chính về đồng Nhân Dân Tệ là phong phú, trong đó có các sản

phẩm phái sinh phòng ngừa rủi ro tỷ giá.

Kết quả này phù hợp với quan điểm của De Grauwe (1988) biến động tỷ giá sẽ

làm tăng xuất khẩu của một công ty. Khi biến động tỷ giá tăng sẽ làm xuất khẩu hiện

tại của công ty giảm đi nhưng do rủi ro này sẽ làm giảm tổng doanh thu dự kiến nên

công ty sẽ tăng cường các nguồn lực để có nhiều đơn hàng hơn do đó xuất khẩu tăng.

Kết quả thực nghiệm này củng cố kết quả nghiên cứu của Franke (1991) cho rằng

xuất khẩu của một công ty sẽ cùng chiều với biến động tỷ giá. Ngoài ra, Trung Quốc

là một trong những thị trường nguyên vật liệu lớn nhất thế giới và đang đi theo xu

hướng cạnh tranh giá thấp so với các thị trường nguyên vật liệu khác trên thế giới.

Do đó, quan điểm của Franke (1991) cho rằng khi tham gia vào thị trường xuất khẩu,

các công ty đã phải chịu một chi phí tham gia thị trường. Việc tiếp tục tham gia hay

rời khỏi thị trường xuất khẩu phụ thuộc vào việc công ty sẽ cân nhắc giữa chi phí gia

nhập thị trường nước ngoài và phần lợi nhuận do xuất khẩu tạo ra; và cân nhắc giữa

chi phí rời bỏ thị trường nước ngoài và phần tổn thất từ hoạt động xuất khẩu. Đối với

Trung Quốc các doanh nghiệp sẽ sớm bước vào thị trường và thoát ra sau đó khi sự

biến động tỷ giá tăng lên. Khi thị trường Trung Quốc chiếm tỷ trọng lớn, quen thuộc

trong thương mại của Việt Nam, việc rút ra khỏi thị trường chịu chi phí cơ hội lớn.

Biến động tỷ giá đồng Nhân dân tệ ảnh hưởng cùng chiều tới xuất khẩu từ Việt

Nam sang Trung Quốc cũng phù hợp với lý thuyết của Sercu (1992) khi cho rằng

biến động tỷ giá sẽ làm tăng thuế, tăng chi phí vận chuyển thoạt nhìn sẽ làm xuất

khẩu giảm xuống dẫn dến giá cả sẽ cao hơn do khan hiếm về nguồn hàng hóa đó tại

quốc gia nhập khẩu, người tiêu dùng sẽ ít có sự lựa chọn cho hàng hóa. Do đó, biến

động tỷ giá tăng có thể làm tăng thương mại vì điều này làm tăng giá mà một thương

nhân nhận được vượt quá chi phí thương mại.

Điều này có thể được giải thích, kể từ tháng 7 năm 2005, sau khi Trung Quốc áp

dụng chế độ tỷ giá mới thì tỷ giá giữa CNY_USD có sự biến động mạnh và luôn đi

theo chiều hướng giảm, tức là đồng CNY luôn được kỳ vọng tăng giá so với USD.

Mặc dù tỷ giá có sự biến động mạnh nhưng mức độ rủi ro của sự biến động này thì

không cao do tỷ giá đi theo kỳ vọng của nhà nhập khẩu nên kích thích việc xuất khẩu

của Trung Quốc. Đồng thời, khi xuất khẩu giảm xuống có thể làm các công ty thu

hẹp hoạt động xuất khẩu của mình để tránh vấn đề này xảy ra các quốc gia xuất khẩu

sẽ đưa ra những chính sách, những hỗ trợ khuyến khích xuất khẩu.

Theo như bảng 4.12, không tìm thấy bằng chứng cho thấy chỉ số giá cả tiêu dùng

CPI của nước nhập khẩu có tác động đến thương mại song phương giữa Việt Nam và

Trung Quốc trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017. Nguyên nhân

là do so với các thị trường của các nước phương Tây, Việt Nam và Trung Quốc đều

là những quốc gia có thị trường chịu nhiều ảnh hưởng của các biện pháp Chính phủ

kiểm soát để nhằm thực hiện mục tiêu chính sách tiền tệ và tài khóa trong từng thời

kỳ nhất định. Khi Chính phủ thực hiện các biện pháp kiểm soát Chỉ số giá tiêu dùng

CPI, việc truyền dẫn từ giá nhập khẩu tăng hay giảm (đây là giá ảnh hưởng trực tiếp

tới tính doanh thu của các nhà xuất khẩu) ít ảnh hưởng hơn tới CPI. Hay nói cách

khác, mặc dù giá nhập khẩu tăng giảm thì mức độ tác động vào chỉ số giá tiêu dùng

chung cho nền kinh tế là không quá nhiều do Chính phủ chủ động kìm hãm mức CPI

để tăng trưởng kinh tế. Do đó biến động của một chỉ tiêu được kìm hãm ít có tác động

tới giá nhập khẩu và từ đó không ảnh hưởng nhiều tới việc xuất khẩu của quốc gia

song phương.

Thu nhập của quốc gia nhập khẩu có tương quan dương với thương mại song

phương giữa Việt Nam và Trung Quốc trong giai đoạn quý 3 năm 2000 đến quý 3

năm 2017 với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với lý thuyết và phù hợp với

nghiên cứu của Guangpu Yang và Qingyang Gu (2016). GDP – một nhân tố đặc trưng

đại diện cho quy mô nền kinh tế của một quốc gia, đại diện cho thu nhập của quốc

gia. Khi thu nhập quốc gia nhập khẩu tăng tức quy mô nền kinh tế của quốc gia nhập

khẩu tăng dẫn đến việc tăng nhu cầu tiêu dùng và sản xuất của quốc gia nhập khẩu.

Điều này dẫn đến việc tăng nhu cầu về hàng hóa mà nước xuất khẩu có thể bán ra hay

kích thích nhập khẩu. Trong thời kỳ này, Trung Quốc và Việt Nam là hai quốc gia có

nền kinh tế tăng trưởng với tốc độ nhanh so với các nước trên thế giới. Việc gia tăng

sản xuất kinh tế trong tổng sản phẩm quốc nội cũng kéo theo nguồn nguyên liệu nhập

khẩu gia tăng. Tương tự tổng sản phẩm quốc gia tăng lên cũng thể hiện sức mua, mức

thu nhập gia tăng cầu nhiều hơn các hàng hóa nhập khẩu tiêu dùng. Điều này đều dẫn

đến tương quan cùng chiều trong dài hạn giữa thu nhập và thương mại song phương

Việt Nam và Trung Quốc.

WTO có mối tương quan âm với thương mại song phương giữa Việt Nam và

Trung Quốc trong giai đoạn quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017. Điều này thì trái

với lý thuyết kỳ vọng khi Việt Nam đã trở thành một thành viên của Tổ chức Thương

mại Thế giới (WTO) thì thuế nhập khẩu hàng hóa và thuế xuất khẩu sang các nước

thành viên sẽ giảm nên việc gia nhập WTO luôn được coi là kích thích thương mại

quốc tế. Tuy nhiên, trong kết quả nghiên cứu thực nghiệm trong mối quan hệ thương

mại giữa Việt Nam và Trung Quốc trong giai đoạn quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm

2017 thì ngược lại với lý thuyết. Nguyên nhân có thể được xem xét do Trung Quốc

và Việt Nam là các nước láng giềng có quan hệ thương mại lâu dài trước khi cả hai

gia nhập WTO. Việt Nam và Trung Quốc là hai quốc gia chung biên giới với các

tuyến đường bộ, đường sắt và biển phát triển lâu đời, với hợp tác các tỉnh biên giới

đều đóng vai trò trọng điểm trong giao thương hai nước đều phát triển từ trước. Do

đó, kết quả này cho thấy khi gia nhập vào WTO Việt Nam sẽ có cơ hội để mở rộng

quan hệ thương mại với các đối tác khác trong WTO dẫn đến thương mại giữa Việt

Nam và Trung Quốc giảm khi Việt Nam gia nhập WTO.

4.6.2.2. Thảo luận kết quả trong ngắn hạn

Bảng 4.13: Tổng hợp bằng chứng thực nghiệm trong ngắn hạn

Biến độc lập D_Export_CN_VN D_Export_VN_CN

ECM (-1) Âm (***) Âm (***)

D_Export_nước i_nước j Tương quan dương (***) Tương quan dương (**)

Tỷ giá nước nhập khẩu so Chưa tìm thấy bằng chứng Chưa tìm thấy bằng chứng

với đồng tiền trung gian

Biến động tỷ giá quốc gia Tương quan âm (*) Chưa tìm thấy bằng chứng

nhập khẩu j so với đồng

tiền trung gian USD

Chỉ số giá tiêu dùng nước Chưa tìm thấy bằng chứng Chưa tìm thấy bằng chứng

nhập khẩu

Thu nhập quốc gia nhập Chưa tìm thấy bằng chứng Tương quan dương (***)

khẩu

Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp từ bảng 4.10 và 4.11

Trong các mô hình phân tích ngắn hạn xuất khẩu song phương giữa hai quốc gia,

hệ số hiệu chỉnh phần dư ECM đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa cao (1%) và

hệ số có giá trị âm. Bằng chứng thực nghiệm này cho thấy các yếu tố biến độc lập về

tỷ giá, biến động tỷ giá, thu nhập và chỉ số giá hiệu chỉnh được cân bằng dài hạn tới

xuất khẩu song phương hai quốc gia.

Qua bảng 4.13 tổng kết các kết quả trong ngắn hạn, tồn tại tác động âm với mức

ý nghĩa 10% từ sự thay đổi biến động tỷ giá quốc gia nhập khẩu j so với đồng tiền

trung gian USD với mức xuất khẩu từ quốc qua i sang quốc gia j. Như vậy, có thể

thấy biến động tỷ giá của nước nhập khẩu j so với đồng tiền trung gian có tác động

âm trong ngắn hạn và dài hạn.

Thay đổi của thu nhập quốc gia nhập khẩu từ thời kỳ này so với thời kỳ trước (sai

phân bậc 1) có tác động dương với xuất khẩu song phương từ quốc gia i sang quốc

gia j có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Như vậy, có thể thấy thu nhập của

quốc gia nhập khẩu có tương quan dương cả trong ngắn hạn và dài hạn đối với xuất

khẩu song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc trong giai đoạn nghiên cứu.

Qua bảng 4.13, trong ngắn hạn tác giả không tìm thấy bằng chứng cho thấy tỷ giá

của quốc gia nhập khẩu và chỉ số giá cả tiêu dùng CPI của quốc gia nhập khẩu có tác

động đến xuất khẩu song phương giữa hai quốc gia.

KẾT LUẬN CHƯƠNG 4

Trong chương 4, tác giả đã phân tích thống kê mô tả các biến trong mô hình nhằm

kiểm tra những đặc tính của các biến để có cái nhìn tổng quan hơn về dữ liệu. Tiếp

theo, tác giả sẽ thực hiện một số kiểm định như: kiểm định tính dừng, kiểm định đồng

liên kết nhằm tìm ra mô hình phù hợp ước lượng với cỡ mẫu dữ liệu quý từ quý 3

năm 2000 đến quý 3 năm 2017. Kết quả cho thấy với chuỗi dữ liệu thu thập cho phép

lựa chọn mô hình phân tích dài hạn với dữ liệu gốc, và mô hình phân tích ngắn hạn

dựa trên sai phân bậc 1 dữ liệu với phương pháp hiệu chỉnh sai số ECM. Sau đó, tác

giả thực hiện một số kiểm định các giả thiết định lượng như nhằm tìm ra phương pháp

ước lượng phù hợp cho cỡ mẫu. Phương pháp ước lượng phù hợp nhất: phương pháp

hồi quy Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt đối với mô hình dài hạn xuất khẩu từ

Trung Quốc sang Việt Nam và xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc và mô hình

ngắn hạn với xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam, còn mô hình xuất khẩu từ

Việt Nam sang Trung Quốc trong ngắn hạn sử dụng phương pháp tổng bình phương

sai số nhỏ nhất OLS.

Sau khi thực hiện lựa chọn mô hình và tìm phương pháp ước lượng phù hợp, tác

giả đã thực hiện việc ước lượng mô hình trọng lực dựa trên quan hệ cung cầu để tìm

tác động của biến động tỷ giá đồng tiền nhập khẩu so với đồng tiền trung gian và một

số biến kiểm soát khác như tỷ giá, thu nhập, chỉ số giá cả tiêu dùng, biến giả WTO,

biến giả chế độ tỷ giá Reform_Dum đối với thương mại song phương. Kết quả cho

thấy, biến động tỷ giá của đồng tiền nước nhập khẩu so với đồng tiền trung gian có

tác động âm trong ngắn hạn và dài hạn đối với xuất khẩu song phương giữa hai quốc

gia; thu nhập của quốc gia nhập khẩu có tương quan dương cả trong ngắn hạn và dài

hạn đối với thương mại song phương giữa hai quốc gia; khi tỷ giá giữa đồng tiền nước

nhập khẩu và đồng tiền trung gian giảm xuống hay nói cách khác đồng tiền của quốc

gia nhập khẩu tăng giá so với đồng tiền trung gian thì sẽ kích thích quốc gia đó nhập

khẩu nhiều hơn, tác động của việc tăng giá đồng tiền nước xuất khẩu đối với đồng

tiền trung gian là mơ hồ, khó xác định được kỳ vọng dấu; thương mại do sự biến động

của tỷ giá song phương chủ yếu là do sự thay đổi của cầu.

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN

5.1. Kết luận

Trong bài nghiên cứu, tác giả đã thực hiện nghiên cứu tác động của biến động tỷ

giá đối với thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc trong bối cảnh

với một đồng tiền trung gian USD. Bài nghiên cứu đã sử dụng phương pháp phân tích

tổng hợp, phương pháp tổng bình phương sai số nhỏ nhất OLS, phương pháp Prais-

Winsten và Cochrane-Orcutt để ước lượng tác động với bộ dữ liệu xuất khẩu từ Trung

Quốc sang Việt Nam, xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, tỷ giá hối đoái giữa

hai quốc gia với đơn vị tiền tệ trung gian là USD, thu nhập đại diện là GDP, chỉ số

giá cả tiêu dùng CPI, biến giả WTO, biến giả thay đổi chế độ tỷ giá vào tháng 7 năm

2005 tại Trung Quốc trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017. Bên

cạnh việc đánh giá mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và thương mại song phương

trong ngắn hạn và dài hạn, bài nghiên cứu còn kiểm tra sự tác động của tỷ giá hối

đoái, GDP, CPI, WTO, chế độ tỷ giá vào thương mại song phương giữa Việt Nam và

Trung Quốc. Bài nghiên cứu đã đạt được một số kết quả như sau:

Thứ nhất, tác giả đã xây dựng được mô hình thương mại song phương trọng lực

có thể kiểm chứng được từ mô hình cung và cầu để nghiên cứu tác động của biến

động tỷ giá đối với thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc trong cơ

chế tỷ giá với đồng tiền trung gian USD. Kết quả cho thấy việc tăng giá dự kiến của

đồng tiền nước nhập khẩu đối với đồng tiền trung gian sẽ thúc đẩy nhập khẩu, sự biến

động tỷ giá của đồng tiền quốc gia nhập khẩu đối với đồng tiền trung gian dự kiến sẽ

là giảm nhập khẩu nhưng tác động của việc tăng giá đồng tiền quốc gia xuất khẩu với

đồng tiền trung gian là mơ hồ.

Thứ hai, kết quả chỉ ra rằng thu nhập có một đóng góp đáng kể đến thương mại

song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc ở cả hai chiều xuất khẩu từ Trung Quốc

sang Việt Nam và cả xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.

Thứ ba, hệ số ECM đều âm và luôn có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Điều

này cho thấy tồn tại quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các yếu tố về tỷ giá, biến

động tỷ giá, thu nhập GDP, chỉ số giá tiêu dùng CPI ảnh hưởng đến xuất khẩu song

phương giữa hai nước.

Thứ tư, việc giới thiệu đồng tiền trung gian có thể xác định được nguồn gốc của

biến thể trong khối lượng thương mại do sự biến động của tỷ giá song phương. Cụ

thể, tỷ giá của đồng tiền nước xuất khẩu đối với đồng tiền trung gian dự kiến sẽ ảnh

hưởng trực tiếp đến hoạt động thương mại và chủ yếu thông qua việc cung cấp hàng

hóa giao dịch, trong khi tỷ giá của đồng tiền nước nhập khẩu so với đồng tiền trung

gian dự kiến sẽ ảnh hưởng đến thương mại chủ yếu thông qua phía cầu. Theo như kết

quả thì việc tăng giá dự kiến của đồng tiền nước nhập khẩu đối với đồng tiền trung

gian sẽ thúc đẩy nhập khẩu nhưng tác động của việc tăng giá đồng tiến quốc gia xuất

khẩu với đồng tiền trung gian là mơ hồ. Vì vậy, từ nghiên cứu thực nghiệm có thể

nhận thấy thương mại do sự biến động của tỷ giá song phương chủ yếu là do sự thay

đổi của cầu.

Đồng thời, đây là một trong những nghiên cứu đầu tiền về tác động của biến động

tỷ giá đối với quan hệ thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc.

5.2. Gợi ý chính sách

5.2.1. Đối với các doanh nghiệp

Theo Ethier (1973), ông cho rằng các công ty có thể giảm sự tác động của biến

động tỷ giá đối với thương mại bằng cách tham gia vào các hợp đồng kỳ hạn. Vì vậy,

tác giả kiến nghị các doanh nghiệp xuất khẩu khi tham gia vào giao dịch thương mại

quốc tế nên tìm hiểu và chủ động tham gia vào thị trường sản phẩm phái sinh như

hợp đồng kỳ hạn, hợp đồng giao sau, quyền chọn, … nhằm hạn chế tối đa rủi ro liên

quan đến biến động tỷ giá và thu được lợi nhuận cao hơn trong hoạt động thương mại

quốc tế.

Clark (1973) cho rằng biến động tỷ giá làm giảm thương mại nguyên nhân là do

các công ty xuất khẩu không thể dự đoán được giá trị nội tệ của doanh thu bán hàng

nước ngoài. Vì vậy, tác giả kiến nghị các công ty xuất khẩu cần chủ động dự đoán xu

hướng của biến động tỷ giá trong tương lai để có biện pháp và giải pháp tương ứng

thích hợp cho từng giai đoạn nhằm tránh tổn thất và mang lại lợi nhuận cho công ty

khi tham gia vào thị trường xuất khẩu.

Đối với phân tích thực nghiệm xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc trong

ngắn hạn và dài hạn thì thu nhập của Trung Quốc đều có tác động dương đến xuất

khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc. Do đó, tác giả kiến nghị các doanh nghiệp khi

tham gia vào thị trường xuất khẩu cần đẩy mạnh hoạt động vào thị trường các quốc

gia có thu nhập cao, cũng như thu nhập được dự đoán là tăng trong giai đoạn sau

nhằm đạt được lợi nhuận cao hơn.

5.2.2. Đối với quốc gia

Ethier (1973) cho rằng các công ty có thể giảm tác động của biến động tỷ giá đối

với thương mại bằng cách tham gia hợp đồng kỳ hạn. Clark (1973) cũng cho rằng

nguyên nhân các công ty xuất khẩu không thể loại trừ biến động tỷ giá là do các thị

trường kỳ hạn không được phát triển đầy đủ. Vì vậy, Chính phủ các quốc gia cần phải

phát triển thị trường phái sinh, hoàn thiện hệ thống chính sách đảm bảo tính công khai

công bằng cho nhà đầu tư, quản lý thị trường phái sinh nhằm đảm bảo thị trường

chứng khoán phái sinh phát triển một cách bền vững.

Theo Clark (1973) do các công ty xuất khẩu không thể dự đoán được rủi ro tỷ giá

nên khi biến động tỷ giá xảy ra làm giảm thương mại. Vì vậy, Chính phủ mỗi quốc

gia cần chủ trương xây dựng các công cụ hỗ trợ các doanh nghiệp dự báo tỷ giá trong

tương lai để có những giải pháp thích hợp với từng thời kỳ biến động.

Đồng thời, nguyên nhân biến động tỷ giá là do tỷ giá được thả nổi linh hoạt. Vì

vậy, tác giả kiến nghị Chính Phủ cần lựa chọn chính sách tỷ giá phù hợp với trạng

thái của nền kinh tế hiện tại. Ví dụ, Việt Nam nên chọn lựa chế độ tỷ giá thả nổi có

sự điều tiết của Chính phủ sẽ phù hợp với tình hình kinh tế quốc gia và phù hợp với

định hướng phát triển của Chính phủ.

5.3. Hạn chế đề tài và hướng mở rộng đề tài

Bài nghiên cứu mặc dù đã có những đóng góp nhất định nhưng vẫn còn tồn tại

một số hạn chế như sau:

Thứ nhất, do việc thu thập dữ liệu gặp nhiều khó khăn nên nghiên cứu chỉ dừng

lại ở việc thực hiện kiểm chứng với mẫu quan sát theo quý từ quý 3 năm 2000 đến

quý 3 năm 2017 và chỉ thực hiện xem xét mối quan hệ giữa Việt Nam và Trung Quốc.

Do đó, đề tài hoàn toàn có thể được mở rộng phát triển theo hướng nghiên cứu trong

một giai đoạn dài hơn, thay đổi biến số khác ngoài GDP để thực hiện nghiên cứu tần

suất dữ liệu theo tháng để có thể có nhiều cái nhìn khác nhau về tác động của biến

động tỷ giá và thương mại song phương. Bên cạnh đó, có thể mở rộng nghiên cứu

thêm cho các đối tác thương mại khác của Việt Nam ngoài Trung Quốc để có thể có

nhiều sự so sánh với nhau.

Thứ hai, đối với việc tính toán biến động tỷ giá có nhiều cách tính khác nhau và

mỗi cách tính sẽ có kết quả khác nhau về biến động tỷ giá. Do đó, đề tài có thể mở

rộng theo hướng phát triển sử dụng nhiều phương pháp đo lường biến động tỷ giá

khác nhau để xem xét mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và thương mại song phương

có khác nhau ở các cách tính biến động hay không.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

 Tài liệu Tiếng Anh

1. Abbott, A., 2004. The impact of exchange rate volatility on UK exports to EU

countries. Scottish Journal of Political Economy, 51.1, pp.62-81.

2. Abrams, R.K., 1980. International trade flows under flexible exchange rates.

Economic Review, 65.3, pp.3-10.

3. Aristotelous, K., 2001. Exchange-rate volatility, exchange-rate regime, and

trade volume: evidence from the UK–US export function (1889–1999). Economics

Letters, 72.1, pp.87-94.

4. Aristotelous, K., 2002. The impact of the post-1972 floating exchange-rate

regime on US exports. Applied Economics, 34.13, pp.1627-1632.

5. Arize, A. C., T. Osang, D.J. Slottje, 2000. Exchange-rate volatility and foreign

trade: evidence from thirteen LDC's. Journal of Business & Economic Statistics, 18.1,

pp.10-17.

6. Asseery, A, & D.A. Peel, 1991. The effects of exchange rate volatility on

exports: Some new estimates. Economics letters, 37.2, pp.173-177

7. Bacchetta, P. & E. Van Wincoop, 2005. A theory of the currency

denomination of international trade, Journal of international Economics, 67.2,

pp.295-319.

8. Bahmani-Oskooee, M. & S.W. Hegerty, 2007. Exchange rate volatility and

trade flows: a review article. Journal of Economic studies, 34.3, pp.211-255.

9. Baron, D.P., 1976. Fluctuating exchange rates and the pricing of exports,

Economic Inquiry, 14.3, pp.425-438.

10. Bayoumi, T. & A. Swiston, 2009. Foreign entanglements: estimating the

source and size of spillovers across industrial countries, IMF Staff papers, 56.2,

pp.353-383.

11. Brada, J.C., and J.A. Méndez, 1988. Exchange rate risk, exchange rate regime

and the volume of international trade. Kyklos, 41.2, pp.263-280.

12. Broll, U. & B. Eckwert, 1999. Exchange rate volatility and international trade,

Southern Economic Journal, pp.178-185.

13. Caporale, T. & K. Doroodian, 1994. Exchange rate variability and the flow of

international trade. Economics Letters, 46.1, pp.49-54.

14. Choi, C., 2002. Linder hypothesis revisited. Applied Economics Letters, 9.9,

pp.601-605.

15. Chowdhury, A.R., 1993. Does exchange rate volatility depress trade flows?

Evidence from error-correction models. The Review of Economics and Statistics,

pp.700-706.

16. Clark, P.B., 1973. Uncertainty, exchange risk, and the level of international

trade. Economic Inquiry, 11.3, pp.302-313.

17. Cohen, B.J., 1971. Future of sterling as an international currency.

18. Cushman, D.O., 1983. The effects of real exchange rate risk on international

trade. Journal of international Economics,15.1-2, pp.45-63.

19. Cushman, D.O., 1986. Has exchange risk depressed international trade? The

impact of third-country exchange risk. Journal of international Money and Finance,

5.3, pp.361-379.

20. Cushman, D.O., 1988. US bilateral trade flows and exchange risk during the

floating period. Journal of International Economics, 24.3-4, pp.317-330.

21. De Grauwe, P., 1988. Exchange rate variability and the slowdown in growth

of international trade, Staff Papers, 35.1, pp.63-84.

22. De Vita, G. & A. Abbott, 2004. Real exchange rate volatility and US exports:

an ARDL bounds testing approach. Economic Issues, 9.1, pp.69-78.

23. Dellas, H. & B. Zilberfarb, 1993. Real exchange rate volatility and

international trade: a reexamination of the theory, Southern Economic Journal,

pp.641-647.

24. Demers, M, 1991. Investment under uncertainty, irreversibility and the arrival

of information over time. The Review of Economic Studies, 58.2, pp.333-350.

25. Devereux, M. B. & S. Shi, 2013. Vehicle Currency, International Economic

Review, 54.1, pp. 97-133.

26. Devereux, M.B., C. Engel & P.E. Storgaard, 2004. Endogenous exchange rate

pass through when nominal prices are set in advance, Journal of international

economics, 63.2, pp.263-291.

27. Eichengreen, B., 2010. Exorbitant Privilege: The rise and fall of the Dollar and

the Future of the International Monetary System, Oxford University Press.

28. Ethier, W., 1973. International trade and the forward exchange market. The

American Economic Review, 63.3, pp.494-503.

29. Giovannini, A., 1988. Exchange rates and traded goods prices, Journal of

international Economics, 24.1-2, pp.45-68.

30. Goldberg, L.S. & C. Tille, 2008. Vehicle currency use in international trade.

Journal of international Economics,76.2, pp.177-192.

31. Hooper, P. & S.W. Kohlhagen, 1978. The effect of exchange rate uncertainty

on the prices and volume of international trade. Journal of international Economics,

8.4, pp.483-511.

32. Hsiao, Frank S.T., W. Hsiao Mei-chu, and Akio Yamashita, 2003. The impact

of the US economy on the Asia-Pacific region: Does it matter? , Journal of Asian

Economics, 14.2, pp.219-241.

33. Ilahi, N. & R. Shendy, 2008. Do the Gulf oil-producing countries influence

regional growth? The impact of financial and remittance flows, International

Monetary Fund, Pp.2008 - 2167.

34. Klyuev, V., 2008. Real implications of financial linkages between Canada and

the United States, International Monetary Fund, pp. 8-23.

35. Koray, F. & W.D. Lastrapes, 1989. Real exchange rate volatility and US

bilateral trade: a VAR approach. The Review of Economics and Statistics, pp.708-

712.

36. Krugman, P., 1980. Vehicle Currencies and the Structure of International

Exchange, Journal of Money, Credit and Banking, 12.3, pp. 513-526.

37. Krugman, P., 1984. The International Role of the Dollar: Theory and Prospect,

Exchange Rate Theory and Practice, University of Chicago press, pp. 261-278

38. Lee, Hyun-Hoon, Hyeon-Seung Huh, and David Harris, 2003. The relative

impact of the US and Japanese business cycles on the Australian economy, Japan

and the world economy, 15.1, pp. 111-129.

39. Linneman, H., 1966. An Econometric Study of International Trade Flows,

North Holland Publishing Company, Amsterdam.

40. Magee, S.P. & R.K.S. Rao, 1980. Vehicle and nonvehicle currencies in

international trade. The American Economic Review, pp.368-373.

41. McKenzie, M.D. & R.D. Brooks, 1997. The impact of exchange rate volatility

on German-US trade flows. Journal of International Financial Markets, Institutions

and Money, 7.1, pp.73-87.

42. McKinnon, R.I., 1979. Money in international exchange: the convertible

currency system, Oxford University Press on Demand.

43. Oguledo, V. & C.R. MacPhee, 1994. Gravity models: a reformulation and an

application to discriminatory trade arrangements. Applied Economics, 26.2, pp.107-

120.

44. Ozturk, I., 2006, Exchange rate volatility and trade: a literature survey.

45. Poyhonen, P., 1963. A tentative model for the volume of trade between

countries, Weltwirtschaftliches Archiv, 90, pp.93-100.

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

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

Statistics, pp.325-329.

47. Rey, H., 2001. International Trade and Currency Exchange, The Review of

Economic Studies, 68.2, pp. 443-464.

48. Secu, P., 1992. Exchange risk, exposure, and the option to trade. Journal of

International Money and Finance,11.6, pp.579-593.

49. Sercu, P. & C. Vanhulle, 1992. Exchange rate volatility, international trade,

and the value of exporting firms, Journal of banking & finance, 16.1, pp.155-182.

50. Thursby, J.G. & M.C. Thursby, 1987. Bilateral trade flows, the Linder

hypothesis, and exchange risk. The Review of Economics and Statistics, pp.488-495.

51. Tinbergen, J., 1962. Shaping the World Economy: Suggestions for an

International Economic Policy, New York: Twentieth Century Fund.

52. Viaene, J.M. & C.G. D. Vries, 1992. International trade and exchange rate

volatility. European Economic Review, 36.6, pp.1311-1321.

53. Wilander, F., 2013. An Empirical Analysis of the Currency Denomination in

International Trade.

 Tài liệu Tiếng Việt

1. Tổng cục Hải Quan, 2016. Niên giám thống kê Hải quan 2016.

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC 1. THỐNG KÊ PHÂN TÍCH DỮ LIỆU

 Thống kê mô tả chuỗi dữ liệu phân tích

Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata 13 trên số liệu tác giả thu thập và tính

toán

 Thống kê mô tả giữa các biến đưa vào trong mô hình

 Thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc giai đoạn quý

3/2000 – quý 3/2017 (đơn vị triệu USD)

 Tỷ giá và biến động tỷ giá VND_USD và CNY_USD giai đoạn quý

3/2000 – quý 3/2017

PHỤ LỤC 2. KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG

Date: 03/21/18 Time: 05:57 Sample (adjusted): 2001Q2 2017Q3 Included observations: 66 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: EXPORT_CN_VN VND_USD CNY_USD V_CNY_USD V_VND_USD CPI_CN CPI_VN GDP_CN GDP_VN Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Trace Statistic

0.05 Critical Value

Prob.**

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 * At most 5 * At most 6 At most 7 At most 8

0.678165 0.589067 0.522604 0.431434 0.371257 0.320873 0.234714 0.131594 0.007365

303.2079 228.3827 169.6873 120.8863 83.62020 52.99407 27.45557 9.800221 0.487919

197.3709 159.5297 125.6154 95.75366 69.81889 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466

0.0000 0.0000 0.0000 0.0003 0.0027 0.0152 0.0910 0.2964 0.4849

Trace test indicates 6 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)

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Max-Eigen Statistic

0.05 Critical Value

Prob.**

None * At most 1 *

0.678165 0.589067

74.82523 58.69542

58.43354 52.36261

0.0006 0.0099

PHỤ LỤC 3. KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT

At most 2 * At most 3 At most 4 At most 5 At most 6 At most 7 At most 8

0.522604 0.431434 0.371257 0.320873 0.234714 0.131594 0.007365

48.80099 37.26610 30.62613 25.53850 17.65535 9.312303 0.487919

46.23142 40.07757 33.87687 27.58434 21.13162 14.26460 3.841466

0.0260 0.1003 0.1164 0.0893 0.1433 0.2611 0.4849

Max-eigenvalue test indicates 3 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): EXPORT_CN_ VN 5.215715 0.789988 1.628380 5.696111 11.53800 -0.244529 5.154534 0.571590 -2.883067

V_CNY_USD 52.34660 226.4903 -346.5600 75.39924 70.80319 99.41749 117.8660 33.53909 -70.66124

CNY_USD 69.52911 79.99945 -6.002268 90.54306 11.29494 5.310783 14.41788 -28.79001 -87.99313

VND_USD -44.94751 -29.93231 -36.46283 -1.952873 9.685226 -10.83138 20.14528 -8.792908 17.94123

V_VND_USD -43.55924 97.94345 104.7725 30.36769 54.74333 -52.00588 36.58458 31.55488 -3.240986

CPI_CN 30.24645 37.16478 -43.17913 25.95333 3.865769 -143.7403 -5.816958 -9.640976 -38.37400

CPI_VN 44.15803 36.96039 30.49139 20.26199 -4.116746 55.11516 -4.099640 -15.93696 -10.92863

GDP_CN GDP_VN -44.19892 -16.12114 -65.03703 -4.369245 52.91207 -11.93229 -37.48699 -7.406877 -7.263934 -17.28065 9.050010 -4.826823 -22.66099 -6.264340 19.58552 4.001855 80.73432 -9.121378

-0.037535 0.003768 0.001753

-0.016578 0.004256 0.000156

-0.000222 0.005587 -0.000362

-0.003707 -0.002005 -0.004112

-0.032290 0.001826 0.001112

0.012475 -0.000705 9.60E-06

-0.006266 -0.002144 0.001116

0.001509 0.001280 -0.000801

0.001597 0.000215 0.000189

-0.001722

-0.000522

0.000957

-0.000524

8.40E-06

-0.000864

-0.000140

-1.63E-05

-2.21E-05

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha): D(EXPORT_C N_VN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_US D) D(V_VND_US D)

-0.000522

0.003212

5.55E-05

-0.000363

0.000794

-0.000403

-0.001718

0.000501

8.49E-05

D(CPI_CN) D(CPI_VN) D(GDP_CN) D(GDP_VN)

-0.004530 -0.004467 -0.001257 -0.002854

-0.000715 0.000507 -0.006004 0.000951

-1.50E-05 -0.001286 0.007456 0.000737

-0.001187 -0.001206 0.001473 0.003799

0.002623 0.001739 0.001049 0.003362

0.001157 -0.001816 0.006644 -0.000610

-0.000780 -0.000259 0.006196 -0.001475

0.001105 0.002785 0.005912 -0.001756

-0.000181 5.00E-05 0.000578 0.000499

Log likelihood

1885.288

1 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_CN_ VN 1.000000

V_CNY_USD 10.03632 (8.67550)

CNY_USD 13.33070 (2.77199)

VND_USD -8.617708 (1.39685)

V_VND_USD -8.351538 (3.17807)

CPI_CN 5.799099 (3.16109)

CPI_VN 8.466343 (1.68938)

GDP_CN GDP_VN -8.474182 -3.090879 (2.37979) (0.39133)

-0.195771 (0.05433) 0.019655 (0.00959) 0.009141 (0.00592)

-0.002725 (0.00244)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_C N_VN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_US D) D(V_VND_US D) D(CPI_CN) D(CPI_VN) D(GDP_CN) D(GDP_VN)

0.016752 (0.00371) -0.023627 (0.00559) -0.023299 (0.00747) -0.006557 (0.02159) -0.014883 (0.00904)

Log likelihood

1914.636

2 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_CN_ VN 1.000000 0.000000

V_CNY_USD -71.41442 (23.0174) -9.451556 (2.35925)

CNY_USD -12.55787 (6.29339) -3.004112 (0.64506)

VND_USD 0.000000 1.000000

V_VND_USD -47.31054 (8.33194) -4.520808 (0.85401)

CPI_CN -6.343719 (8.49759) -1.409054 (0.87099)

CPI_VN -2.815060 (2.93047) -1.309096 (0.30037)

GDP_CN GDP_VN 13.26815 -2.372569 (6.20741) (0.95287) 2.522983 0.083353 (0.63625) (0.09767)

-0.208868 (0.05342) 0.023017 (0.00911) 0.009263 (0.00599)

2.183306 (0.54681) -0.296771 (0.09328) -0.083428 (0.06130)

0.075034 (0.02116)

-0.004086 (0.00207)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_C N_VN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_US D) D(V_VND_US D) D(CPI_CN) D(CPI_VN) D(GDP_CN) D(GDP_VN)

-0.128747 (0.03824) 0.225008 (0.05761) 0.185598 (0.07727) 0.236218 (0.21840) 0.099802 (0.09325)

0.016340 (0.00374) -0.024192 (0.00563) -0.022898 (0.00755) -0.011300 (0.02133) -0.014132 (0.00911)

Log likelihood

1939.036

3 Cointegrating Equation(s):

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_CN_ VN 1.000000 0.000000 0.000000

V_CNY_USD 4.507283 (15.3928) 8.710552 (1.67180) 6.045748 (0.67049)

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000

V_VND_USD -49.55169 (7.09321) -5.056939 (0.77039) -0.178465 (0.30897)

CPI_CN 4.779379 (6.57906) 1.251830 (0.71455) 0.885747 (0.28657)

CPI_VN -1.143444 (2.38514) -0.909209 (0.25905) 0.133113 (0.10389)

GDP_CN GDP_VN -3.015126 -1.708362 (2.32545) (0.71710) -1.372327 0.242245 (0.25257) (0.07788) -1.296659 0.052892 (0.10129) (0.03124)

-0.209229 (0.05590) 0.032115 (0.00838) 0.008675 (0.00626)

2.191398 (0.65978) -0.500492 (0.09893) -0.070240 (0.07388)

-3.934634 (1.07495) 0.568956 (0.16118) 0.136467 (0.12037)

0.040143 (0.02382)

-0.002527 (0.00202)

-0.179847 (0.03882)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_C N_VN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_US D) D(V_VND_US D) D(CPI_CN) D(CPI_VN) D(GDP_CN) D(GDP_VN)

-0.130770 (0.04614) 0.225556 (0.06952) 0.232503 (0.09242) -0.035664 (0.25360) 0.072928 (0.11230)

0.016430 (0.00391) -0.024216 (0.00589) -0.024993 (0.00783) 0.000842 (0.02149) -0.012932 (0.00951)

0.181246 (0.07517) -0.372062 (0.11326) -0.262282 (0.15057) -0.612473 (0.41318) -0.126767 (0.18296)

Log likelihood

1957.669

4 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

EXPORT_CN_ VN 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

V_CNY_USD 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

V_VND_USD -46.56128 (6.58895) 0.722183 (0.56446) 3.832660 (0.58261) -0.663462 (0.10864)

CPI_CN 4.038354 (6.18134) -0.180237 (0.52954) -0.108210 (0.54657) 0.164406 (0.10192)

CPI_VN -1.022036 (2.22565) -0.674582 (0.19067) 0.295961 (0.19680) -0.026936 (0.03670)

GDP_CN GDP_VN -2.129817 -1.727039 (1.69441) (0.68244) 0.338579 0.206151 (0.14515) (0.05846) -0.109168 0.027840 (0.14982) (0.06034) -0.196418 0.004144 (0.02794) (0.01125)

-0.230345 (0.08020) 0.020695 (0.01181) -0.014747 (0.00760)

2.198638 (0.65912) -0.496576 (0.09708) -0.062210 (0.06246)

-4.270288 (1.41076) 0.387437 (0.20779) -0.235831 (0.13369)

-5.922090 (4.28763) -0.926200 (0.63153) -0.057712 (0.40632)

0.041165 (0.02330)

-0.005511 (0.00284)

-0.227270 (0.04987)

-0.788530 (0.15156)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_C N_VN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_US D) D(V_VND_US D) D(CPI_CN) D(CPI_VN) D(GDP_CN) D(GDP_VN)

-0.130061 (0.04602) 0.227875 (0.06860) 0.234857 (0.09173) -0.038541 (0.25332) 0.065508 (0.10625)

0.014361 (0.00560) -0.030979 (0.00835) -0.031861 (0.01116) 0.009233 (0.03083) 0.008710 (0.01293)

0.148359 (0.09851) -0.479562 (0.14684) -0.371455 (0.19633) -0.479095 (0.54221) 0.217250 (0.22741)

0.003358 (0.29940) -0.483342 (0.44628) 0.235970 (0.59670) -3.898649 (1.64789) 0.097028 (0.69115)

Log likelihood

1972.982

5 Cointegrating Equation(s):

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_CN_ VN 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_CNY_USD 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_VND_USD 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

CPI_CN -0.027354 (2.28394) -0.117176 (0.52053) 0.226456 (0.39130) 0.106473 (0.08303) -0.087320 (0.12655)

CPI_VN -0.011705 (0.82067) -0.690253 (0.18704) 0.212796 (0.14060) -0.012539 (0.02983) 0.021699 (0.04547)

GDP_CN GDP_VN 0.177508 -1.723758 (0.63385) (0.25688) 0.302791 0.206100 (0.14446) (0.05855) -0.299094 0.027570 (0.10859) (0.04401) -0.163540 0.004191 (0.02304) (0.00934) 0.049555 7.05E-05 (0.03512) (0.01423)

-0.602906 (0.12489) 0.041759 (0.02051) -0.001915 (0.01322)

1.885902 (0.58786) -0.478895 (0.09653) -0.051439 (0.06222)

-4.635001 (1.24865) 0.408058 (0.20504) -0.223270 (0.13215)

-8.208321 (3.83492) -0.796942 (0.62973) 0.021032 (0.40587)

-1.892160 (1.44894) 0.877136 (0.23793) -0.162977 (0.15335)

0.041247 (0.02355)

-0.005414 (0.00500)

-0.227175 (0.05003)

-0.787935 (0.15365)

-0.061110 (0.05805)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_C N_VN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_US D) D(V_VND_US D) D(CPI_CN) D(CPI_VN) D(GDP_CN) D(GDP_VN)

-0.122372 (0.04589) 0.253281 (0.06450) 0.251704 (0.09118) -0.028376 (0.25590) 0.098067 (0.10233)

0.023520 (0.00975) -0.000713 (0.01370) -0.011791 (0.01937) 0.021341 (0.05437) 0.047498 (0.02174)

0.157326 (0.09747) -0.449934 (0.13701) -0.351808 (0.19368) -0.467241 (0.54355) 0.255221 (0.21735)

0.059565 (0.29934) -0.297611 (0.42079) 0.359128 (0.59483) -3.824343 (1.66938) 0.335051 (0.66752)

-0.152754 (0.11310) 0.233276 (0.15899) 0.168106 (0.22474) 0.350138 (0.63074) 0.594058 (0.25221)

Log likelihood

1985.752

6 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_CN_ VN 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_CNY_USD 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_VND_USD 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

CPI_CN 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

CPI_VN -0.019992 (0.36488) -0.725752 (0.08219) 0.281403 (0.06455) 0.019717 (0.01281) -0.004755 (0.02004) -0.302958 (0.03229)

GDP_CN GDP_VN 0.171947 -1.723152 (0.48317) (0.24623) 0.278972 0.208697 (0.10884) (0.05546) -0.253061 0.022551 (0.08548) (0.04356) -0.141897 0.001831 (0.01697) (0.00865) 0.031805 0.002005 (0.02653) (0.01352) -0.203274 0.022160 (0.04276) (0.02179)

-0.605957 (0.12223) 0.041932 (0.02046) -0.001917 (0.01322)

1.750780 (0.58294) -0.471256 (0.09758) -0.051542 (0.06305)

-4.568749 (1.22269) 0.404312 (0.20467) -0.223219 (0.13225)

-6.968083 (3.85152) -0.867057 (0.64471) 0.021986 (0.41658)

-2.540935 (1.48869) 0.913813 (0.24919) -0.163476 (0.16102)

-3.756022 (1.39406) 0.087310 (0.23335) -0.029390 (0.15078)

0.050604 (0.02230)

-0.005203 (0.00468)

-0.231763 (0.04678)

-0.873824 (0.14735)

-0.016181 (0.05695)

-0.010507 (0.05333)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_C N_VN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_US D) D(V_VND_US D) D(CPI_CN) D(CPI_VN)

-0.118007 (0.04633) 0.240753 (0.06437) 0.271371 (0.09066)

0.023619 (0.00971) -0.000995 (0.01350) -0.011347 (0.01901)

0.155185 (0.09718) -0.443790 (0.13501) -0.361451 (0.19015)

0.019500 (0.30612) -0.182614 (0.42529) 0.178615 (0.59899)

-0.131796 (0.11832) 0.173120 (0.16438) 0.262534 (0.23152)

0.126931 (0.11080) -0.349873 (0.15393) 0.175709 (0.21680)

D(GDP_CN) D(GDP_VN)

0.019717 (0.05262) 0.047647 (0.02171)

-0.100343 (0.25094) 0.104679 (0.10352)

-0.431955 (0.52634) 0.251979 (0.21714)

-3.163787 (1.65800) 0.274370 (0.68399)

0.004597 (0.64085) 0.625801 (0.26437)

-1.495880 (0.60011) 0.116541 (0.24757)

Log likelihood

1994.579

7 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_CN_ VN 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_CNY_USD 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_VND_USD 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

CPI_CN 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

CPI_VN 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

GDP_CN GDP_VN 0.088044 -1.738758 (0.43393) (0.06008) -2.766921 -0.357831 (2.17741) (0.30146) 0.927952 0.242216 (0.85242) (0.11802) -0.059146 0.017223 (0.06291) (0.00871) 0.011848 -0.001707 (0.02646) (0.00366) -1.474754 -0.214332 (0.91960) (0.12732) -4.196877 -0.780607 (3.01735) (0.41775)

1.624560 (0.60546) -0.514446 (0.09951) -0.029052 (0.06485)

-0.638253 (0.12951) 0.030881 (0.02129) 0.003837 (0.01387)

-4.659084 (1.22225) 0.373401 (0.20088) -0.207123 (0.13091)

-7.706575 (3.96416) -1.119754 (0.65151) 0.153572 (0.42458)

-2.770157 (1.51400) 0.835378 (0.24883) -0.122633 (0.16216)

-3.719576 (1.38715) 0.099781 (0.22798) -0.035885 (0.14857)

-1.505882 (0.76296) 0.415848 (0.12539) -0.019831 (0.08172)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_C N_VN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_US D)

0.047774 (0.02325)

-0.005927 (0.00497)

-0.233789 (0.04693)

-0.890382 (0.15222)

-0.021321 (0.05814)

-0.009690 (0.05327)

-0.115234 (0.02930)

D(V_VND_US D) D(CPI_CN) D(CPI_VN) D(GDP_CN) D(GDP_VN)

0.014761 (0.00964) -0.005017 (0.01428) -0.012684 (0.02025) 0.051654 (0.05439) 0.040042 (0.02290)

-0.152625 (0.04505) 0.225037 (0.06675) 0.266147 (0.09466) 0.024475 (0.25424) 0.074956 (0.10706)

0.130410 (0.09094) -0.455038 (0.13475) -0.365190 (0.19108) -0.342623 (0.51325) 0.230707 (0.21612)

-0.183040 (0.29496) -0.274563 (0.43705) 0.148050 (0.61974) -2.433503 (1.66463) 0.100467 (0.70096)

-0.194662 (0.11265) 0.144580 (0.16692) 0.253047 (0.23669) 0.231271 (0.63576) 0.571823 (0.26771)

0.136927 (0.10321) -0.345335 (0.15293) 0.177217 (0.21686) -1.531921 (0.58249) 0.125124 (0.24528)

0.098443 (0.05677) -0.194820 (0.08412) -0.348331 (0.11928) 0.316262 (0.32038) -0.032840 (0.13491)

Log likelihood

1999.235

8 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_CN_ VN 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_CNY_USD 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

V_VND_USD 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

CPI_CN 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

CPI_VN 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

GDP_CN GDP_VN 16.21326 0.000000 (6.82445) 0.551597 0.000000 (0.48705) -1.318359 0.000000 (0.58668) -0.218868 0.000000 (0.04104) 0.027674 0.000000 (0.01119) 0.512958 0.000000 (0.44594) 3.042463 0.000000 (1.75743) 9.273988 1.000000 (3.90643)

-0.637390 (0.12957) 0.031612 (0.02111) 0.003380 (0.01377)

1.611292 (0.61005) -0.525701 (0.09941) -0.022013 (0.06483)

-4.702525 (1.24712) 0.336551 (0.20323) -0.184075 (0.13253)

-7.655968 (3.97352) -1.076826 (0.64752) 0.126723 (0.42228)

-2.722544 (1.53806) 0.875767 (0.25064) -0.147894 (0.16345)

-3.734123 (1.38921) 0.087441 (0.22638) -0.028167 (0.14764)

-1.529929 (0.77514) 0.395450 (0.12632) -0.007073 (0.08238)

1.250707 (0.25346) -0.140754 (0.04130) -0.023623 (0.02694)

-0.005936 (0.00498)

0.047918 (0.02343)

-0.233320 (0.04790)

-0.890929 (0.15263)

-0.021835 (0.05908)

-0.009533 (0.05336)

-0.114975 (0.02977)

0.013249 (0.00974)

D(EXPORT_C N_VN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_US D) D(V_VND_US D) D(CPI_CN) D(CPI_VN) D(GDP_CN) D(GDP_VN)

0.015048 (0.00958) -0.004385 (0.01408) -0.011092 (0.01931) 0.055033 (0.05285) 0.039038 (0.02259)

-0.157026 (0.04511) 0.215324 (0.06630) 0.241656 (0.09093) -0.027510 (0.24882) 0.090399 (0.10636)

0.116000 (0.09222) -0.486841 (0.13553) -0.445378 (0.18589) -0.512831 (0.50866) 0.281272 (0.21743)

-0.166253 (0.29382) -0.237514 (0.43184) 0.241466 (0.59227) -2.235218 (1.62066) 0.041560 (0.69277)

-0.178868 (0.11373) 0.179437 (0.16715) 0.340936 (0.22925) 0.417825 (0.62732) 0.516401 (0.26816)

0.132101 (0.10272) -0.355985 (0.15098) 0.150364 (0.20707) -1.588919 (0.56661) 0.142057 (0.24220)

0.090466 (0.05732) -0.212424 (0.08424) -0.392720 (0.11554) 0.222042 (0.31615) -0.004849 (0.13514)

-0.046475 (0.01874) 0.043519 (0.02755) 0.085554 (0.03778) -0.118743 (0.10338) -0.048021 (0.04419)

Date: 03/21/18 Time: 06:04 Sample (adjusted): 2001Q2 2017Q3 Included observations: 66 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: EXPORT_VN_CN VND_USD CNY_USD V_CNY_USD V_VND_USD GDP_CN GDP_VN CPI_CN CPI_VN Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Trace Statistic

0.05 Critical Value

Prob.**

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 * At most 5 * At most 6 * At most 7 At most 8

0.655993 0.606822 0.586754 0.524862 0.338311 0.280996 0.257272 0.140402 0.034608

320.4455 250.0173 188.4067 130.0817 80.96775 53.71245 31.93980 12.30973 2.324567

197.3709 159.5297 125.6154 95.75366 69.81889 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0050 0.0128 0.0279 0.1427 0.1273

Trace test indicates 7 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)

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Max-Eigen Statistic

0.05 Critical Value

Prob.**

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 At most 5 At most 6 At most 7 At most 8

0.655993 0.606822 0.586754 0.524862 0.338311 0.280996 0.257272 0.140402 0.034608

70.42819 61.61054 58.32503 49.11396 27.25530 21.77265 19.63007 9.985159 2.324567

58.43354 52.36261 46.23142 40.07757 33.87687 27.58434 21.13162 14.26460 3.841466

0.0023 0.0044 0.0017 0.0037 0.2499 0.2323 0.0800 0.2129 0.1273

Max-eigenvalue test indicates 4 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):

EXPORT_VN_C N -0.397039 -2.135870 2.124518 7.751821 -7.292419 -6.105406 0.475730 -1.668435 0.246011

VND_USD -49.44382 8.552651 33.29419 2.919105 24.80960 15.18065 -10.98603 -16.21722 13.09682

CNY_USD -2.317152 -15.77251 -111.8767 -92.98339 -1.629389 15.01074 1.556306 -18.13254 -72.55364

V_CNY_USD -214.4334 -163.7307 -266.0778 15.32798 148.5994 -41.55489 -84.08943 -4.809827 -70.24728

V_VND_US D 15.37422 136.3555 -54.56271 29.89630 -55.27810 23.81630 8.677706 22.83240 26.07544

GDP_CN -13.44291 0.948903 1.613755 -5.021823 3.923990 7.846392 -1.198183 5.811239 -13.63465

CPI_CN -41.59938 -31.15734 -50.35980 -37.82884 -53.32499 140.5578 23.08905 -5.277669 -39.88924

CPI_VN 47.23967 -0.612615 -48.62568 -29.56107 17.41796 -38.66145 -0.568430 -8.188851 -5.175299

GDP_VN 29.56701 37.41723 86.18740 32.87309 -6.558087 -25.81988 10.09079 15.81082 76.63277

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha): D(EXPORT_VN_ CN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_USD) D(V_VND_USD) D(GDP_CN) D(GDP_VN) D(CPI_CN) D(CPI_VN)

0.016836 0.007241 0.001668 0.000410 0.002473 0.000623 -0.002911 -0.001963 -0.003915

0.033307 0.002085 -0.002110 0.000465 -0.001884 0.002264 0.002121 0.002857 0.002186

0.022631 -0.002685 0.000864 0.002047 0.000295 0.005448 3.81E-05 0.002308 0.000127

-0.023991 0.001995 0.004841 3.64E-05 -0.000441 -0.000530 -0.001655 0.002089 0.002183

0.039520 -0.001860 0.000114 -0.000594 0.000167 -0.001209 -0.001055 0.001598 0.000565

-0.019238 0.002351 -0.000661 0.000104 0.001516 -0.007724 0.003029 0.001321 0.000613

0.012467 0.000297 0.000586 0.000628 0.000565 -0.005927 -5.33E-05 -0.001294 0.001655

0.011909 0.006396 0.001828 0.000607 -0.000908 0.000459 3.89E-05 -9.58E-05 0.000736 0.000223 0.006030 0.001765 -0.001553 0.001432 0.001227 -0.000258 0.003032 -0.000190

Log likelihood

1854.023

1 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_VN_C N 1.000000

V_CNY_USD 540.0820 (112.428)

CNY_USD 5.836088 (39.1694)

VND_USD 124.5315 (18.8066)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

V_VND_US D -38.72223 (44.6641)

GDP_CN 33.85794 (5.48237)

GDP_VN -74.46885 (33.8735)

CPI_CN 104.7741 (44.7718)

CPI_VN -118.9800 (22.5655)

D(EXPORT_VN_ CN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_USD) D(V_VND_USD) D(GDP_CN) D(GDP_VN) D(CPI_CN) D(CPI_VN)

-0.006685 (0.00661) -0.002875 (0.00064) -0.000662 (0.00049) -0.000163 (0.00019) -0.000982 (0.00029) -0.000247 (0.00162) 0.001156 (0.00067) 0.000779 (0.00047) 0.001555 (0.00060)

Log likelihood

1884.828

2 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_VN_C N 1.000000 0.000000

V_CNY_USD 91.09476 (22.6818) 3.605411 (0.88939)

CNY_USD 7.336341 (6.71022) -0.012047 (0.26312)

VND_USD 0.000000 1.000000

V_VND_US D -63.05822 (8.85179) 0.195420 (0.34709)

GDP_CN 0.624352 (1.02373) 0.266869 (0.04014)

GDP_VN -19.29268 (6.59785) -0.443070 (0.25871)

CPI_CN 17.39725 (9.05831) 0.701645 (0.35519)

CPI_VN -3.428715 (3.07220) -0.927888 (0.12047)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_VN_ CN) D(VND_USD)

-0.547565 (0.79811) -0.340202 (0.07991)

-0.077825 (0.03455) -0.007329 (0.00346)

D(CNY_USD) D(V_CNY_USD) D(V_VND_USD) D(GDP_CN) D(GDP_VN) D(CPI_CN) D(CPI_VN)

0.003844 (0.00259) -0.001156 (0.00102) 0.003043 (0.00148) -0.005083 (0.00886) -0.003374 (0.00362) -0.005322 (0.00243) -0.003115 (0.00319)

-0.100521 (0.05973) -0.016297 (0.02356) -0.138377 (0.03427) -0.011440 (0.20461) 0.162087 (0.08369) 0.121473 (0.05616) 0.212290 (0.07357)

Log likelihood

1913.991

3 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_VN_C N 1.000000 0.000000 0.000000

V_CNY_USD 57.62675 (15.4597) 3.660370 (0.68011) 4.561948 (0.45350)

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000

V_VND_US D -58.84914 (7.81788) 0.188509 (0.34393) -0.573730 (0.22933)

GDP_CN 0.127925 (0.79028) 0.267684 (0.03477) 0.067667 (0.02318)

GDP_VN -11.09806 (2.48089) -0.456527 (0.10914) -1.116989 (0.07278)

CPI_CN 11.00670 (7.16067) 0.712139 (0.31502) 0.871082 (0.21006)

CPI_VN -4.031967 (2.65462) -0.926898 (0.11678) 0.082228 (0.07787)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_VN_ CN) D(VND_USD) D(CNY_USD)

0.205922 (0.93651) -0.429587 (0.09289) -0.071770 (0.07128)

-0.029745 (0.04726) -0.013033 (0.00469) 0.005678 (0.00360)

-3.096255 (1.75745) 0.250689 (0.17431) -0.067203 (0.13376)

D(V_CNY_USD) D(V_VND_USD) D(GDP_CN) D(GDP_VN) D(CPI_CN) D(CPI_VN)

0.003193 (0.00109) 0.003669 (0.00207) 0.006491 (0.01215) -0.003293 (0.00507) -0.000418 (0.00324) -0.002845 (0.00446)

0.051857 (0.02165) -0.128566 (0.04105) 0.169938 (0.24074) 0.163356 (0.10044) 0.198318 (0.06421) 0.216522 (0.08829)

-0.237297 (0.04064) -0.008973 (0.07703) -0.646630 (0.45177) -0.030967 (0.18848) -0.298725 (0.12049) -0.039633 (0.16568)

Log likelihood

1938.548

4 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_VN_C N 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_CNY_USD 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

V_VND_US D 1333.774 (173.287) 88.64594 (11.5052) 109.6715 (14.2015) -24.16626 (3.11926)

GDP_CN -1.492795 (18.2362) 0.164738 (1.21078) -0.060635 (1.49453) 0.028124 (0.32826)

GDP_VN 41.66502 (45.4319) 2.894910 (3.01641) 3.059933 (3.72332) -0.915600 (0.81780)

CPI_CN -131.5255 (160.701) -8.341302 (10.6696) -10.41229 (13.1700) 2.473368 (2.89270)

CPI_VN 34.78208 (59.2967) 1.538516 (3.93695) 3.154893 (4.85958) -0.673542 (1.06737)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_VN_ CN) D(VND_USD) D(CNY_USD)

0.135890 (0.91303) -0.423764 (0.09129) -0.057637 (0.05692)

-0.215717 (0.12609) 0.002432 (0.01261) 0.043208 (0.00786)

-0.865505 (2.21624) 0.065193 (0.22160) -0.517366 (0.13817)

-15.45302 (5.74322) -1.149261 (0.57425) -0.167839 (0.35805)

D(V_CNY_USD) D(V_VND_USD) D(GDP_CN) D(GDP_VN) D(CPI_CN) D(CPI_VN)

0.003475 (0.00299) 0.000247 (0.00565) 0.002378 (0.03328) -0.016122 (0.01374) 0.015774 (0.00850) 0.014076 (0.01191)

0.051963 (0.02168) -0.129855 (0.04091) 0.168390 (0.24098) 0.158525 (0.09947) 0.204416 (0.06154) 0.222894 (0.08624)

-0.240677 (0.05262) 0.032078 (0.09930) -0.597304 (0.58493) 0.122924 (0.24146) -0.492949 (0.14939) -0.242600 (0.20933)

-0.708171 (0.13636) -0.306852 (0.25734) -1.961957 (1.51581) 0.241554 (0.62571) -0.628949 (0.38712) 0.481246 (0.54245)

Log likelihood

1952.176

5 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_VN_C N 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_CNY_USD 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_VND_US D 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

GDP_CN 0.325715 (0.41787) 0.285601 (0.05017) 0.088894 (0.04086) -0.004825 (0.00997) -0.001363 (0.01372)

GDP_VN -1.818848 (1.02973) 0.004863 (0.12364) -0.515591 (0.10070) -0.127729 (0.02456) 0.032602 (0.03380)

CPI_CN 9.665704 (3.66054) 1.042617 (0.43952) 1.197354 (0.35796) -0.084834 (0.08730) -0.105858 (0.12015)

CPI_VN -5.334555 (1.35055) -1.127736 (0.16216) -0.143756 (0.13207) 0.053319 (0.03221) 0.030078 (0.04433)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_VN_ CN) D(VND_USD)

1.116374 (0.91131) -0.469903 (0.09709)

-0.503916 (0.15471) 0.015994 (0.01648)

-0.929899 (2.04575) 0.068223 (0.21795)

-9.580320 (5.69349) -1.425616 (0.60656)

0.663828 (2.24330) 0.704586 (0.23899)

D(CNY_USD) D(V_CNY_USD) D(V_VND_USD) D(GDP_CN) D(GDP_VN) D(CPI_CN) D(CPI_VN)

0.042376 (0.01045) 0.007809 (0.00386) -0.000968 (0.00751) 0.011194 (0.04420) -0.008431 (0.01818) 0.004120 (0.01099) 0.009956 (0.01580)

-0.054809 (0.06154) 0.037217 (0.02273) -0.125720 (0.04421) 0.138398 (0.26032) 0.132357 (0.10709) 0.244063 (0.06475) 0.236912 (0.09309)

-0.517552 (0.13815) -0.239708 (0.05103) 0.031806 (0.09924) -0.595335 (0.58439) 0.124643 (0.24040) -0.495553 (0.14536) -0.243520 (0.20898)

-0.150898 (0.38450) -0.796495 (0.14203) -0.282089 (0.27621) -2.141595 (1.62640) 0.084821 (0.66904) -0.391474 (0.40455) 0.565203 (0.58162)

-0.170710 (0.15150) -0.008033 (0.05596) -0.257433 (0.10883) 0.072025 (0.64082) 0.251160 (0.26361) 0.207508 (0.15940) 0.265020 (0.22917)

Log likelihood

1963.062

6 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_VN_C N 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_CNY_USD 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

V_VND_US D 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

GDP_CN 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

GDP_VN 1.061259 (0.86584) 2.530269 (0.58319) 0.270450 (0.18547) -0.170390 (0.02091) 0.020546 (0.02644) -8.842425 (2.02393)

CPI_CN -3.760981 (3.69945) -10.73050 (2.49175) -2.467067 (0.79245) 0.114048 (0.08933) -0.049655 (0.11295) 41.22223 (8.64754)

CPI_VN -1.223083 (1.03514) 2.477385 (0.69721) 0.978350 (0.22173) -0.007581 (0.02500) 0.012867 (0.03161) -12.62293 (2.41966)

D(EXPORT_VN_ CN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_USD) D(V_VND_USD) D(GDP_CN) D(GDP_VN) D(CPI_CN) D(CPI_VN)

-0.580034 (0.17516) 0.014182 (0.01882) 0.038801 (0.01188) 0.003974 (0.00425) -0.004415 (0.00851) 0.047379 (0.04925) -0.008105 (0.02076) 0.012018 (0.01232) -0.000146 (0.01778)

1.305636 (0.92756) -0.465399 (0.09964) -0.045919 (0.06292) 0.046751 (0.02250) -0.117150 (0.04505) 0.048427 (0.26081) 0.131548 (0.10995) 0.224426 (0.06525) 0.262028 (0.09418)

-0.742755 (2.03862) 0.072677 (0.21899) -0.508761 (0.13830) -0.230280 (0.04946) 0.040280 (0.09901) -0.684298 (0.57321) 0.123842 (0.24165) -0.514971 (0.14340) -0.218685 (0.20699)

-10.09840 (5.67335) -1.437945 (0.60945) -0.175234 (0.38487) -0.822594 (0.13765) -0.305549 (0.27554) -1.895313 (1.59522) 0.087037 (0.67251) -0.337719 (0.39908) 0.496451 (0.57605)

0.960753 (2.24818) 0.711653 (0.24151) -0.156762 (0.15251) 0.006925 (0.05454) -0.243988 (0.10919) -0.069126 (0.63214) 0.249890 (0.26649) 0.176699 (0.15814) 0.304424 (0.22827)

0.215182 (0.23450) -0.114685 (0.02519) -0.042303 (0.01591) 0.000646 (0.00569) -0.027252 (0.01139) -0.046018 (0.06594) 0.044965 (0.02780) 0.018450 (0.01650) 0.059151 (0.02381)

Log likelihood

1972.877

7 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_VN_C N 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_CNY_USD 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

CNY_USD 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

VND_USD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

V_VND_US D 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

GDP_CN 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

GDP_VN 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

CPI_CN -1.098777 (3.63816) -4.383232 (5.59280) -1.788634 (0.75727) -0.313382 (0.40191) 0.001886 (0.09802)

CPI_VN -2.102915 (1.12366) 0.379677 (1.72736) 0.754135 (0.23389) 0.133680 (0.12413) -0.004167 (0.03027)

0.000000 0.000000

1.000000 0.000000

0.000000 1.000000

19.04071 (19.4532) -2.508534 (2.32742)

-5.292154 (6.00820) 0.829045 (0.71883)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_VN_ CN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_USD) D(V_VND_USD) D(GDP_CN) D(GDP_VN) D(CPI_CN) D(CPI_VN)

1.516980 (0.92007) -0.491222 (0.09820) -0.038652 (0.06342) 0.045605 (0.02278) -0.133803 (0.04306) 0.133283 (0.25276) 0.098269 (0.10722) 0.209916 (0.06479) 0.255299 (0.09524)

-0.589186 (0.17157) 0.015301 (0.01831) 0.038486 (0.01183) 0.004024 (0.00425) -0.003694 (0.00803) 0.043704 (0.04713) -0.006664 (0.01999) 0.012646 (0.01208) 0.000145 (0.01776)

-0.772695 (1.99556) 0.076335 (0.21299) -0.509791 (0.13756) -0.230118 (0.04941) 0.042639 (0.09340) -0.696319 (0.54821) 0.128557 (0.23256) -0.512916 (0.14052) -0.217732 (0.20658)

-8.480725 (5.66913) -1.635601 (0.60507) -0.119613 (0.39078) -0.831369 (0.14037) -0.433011 (0.26533) -1.245811 (1.55740) -0.167683 (0.66068) -0.448777 (0.39920) 0.444944 (0.58686)

0.793815 (2.20372) 0.732050 (0.23520) -0.162502 (0.15191) 0.007831 (0.05457) -0.230834 (0.10314) -0.136153 (0.60539) 0.276176 (0.25682) 0.188160 (0.15518) 0.309740 (0.22812)

2.130724 (1.46049) 0.154571 (0.15588) 0.181416 (0.10067) 0.195879 (0.03616) 0.013108 (0.06835) 0.638239 (0.40122) -0.018989 (0.17020) 0.352692 (0.10284) 0.008511 (0.15119)

0.238232 (0.23011) -0.117502 (0.02456) -0.041510 (0.01586) 0.000521 (0.00570) -0.029068 (0.01077) -0.036763 (0.06322) 0.041336 (0.02682) 0.016868 (0.01620) 0.058417 (0.02382)

Log likelihood

1977.869

8 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) EXPORT_VN_C N 1.000000 0.000000

V_CNY_USD 0.000000 0.000000

CNY_USD 0.000000 0.000000

VND_USD 0.000000 1.000000

V_VND_US D 0.000000 0.000000

GDP_CN 0.000000 0.000000

GDP_VN 0.000000 0.000000

CPI_CN 0.000000 0.000000

CPI_VN -2.261994 (0.08003) -0.254921 (0.02960)

0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

0.495179 (0.05613) 0.088309 (0.02430) -0.003894 (0.00291) -2.535470 (0.23041) 0.465864 (0.16813) -0.144778 (0.04077)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(EXPORT_VN_ CN) D(VND_USD) D(CNY_USD) D(V_CNY_USD) D(V_VND_USD) D(GDP_CN) D(GDP_VN) D(CPI_CN) D(CPI_VN)

1.323854 (0.93803) -0.520872 (0.09920) -0.023934 (0.06454) 0.044974 (0.02342) -0.145734 (0.04362) 0.035491 (0.25237) 0.123453 (0.10908) 0.190022 (0.06541) 0.206131 (0.09283)

-0.609055 (0.17160) 0.012250 (0.01815) 0.040000 (0.01181) 0.003959 (0.00428) -0.004921 (0.00798) 0.033643 (0.04617) -0.004073 (0.01995) 0.010599 (0.01197) -0.004913 (0.01698)

-0.988629 (1.99374) 0.043184 (0.21085) -0.493334 (0.13717) -0.230823 (0.04978) 0.029299 (0.09272) -0.805661 (0.53640) 0.156715 (0.23185) -0.535160 (0.13902) -0.272706 (0.19731)

-8.538004 (5.62180) -1.644395 (0.59453) -0.115247 (0.38679) -0.831555 (0.14036) -0.436550 (0.26144) -1.274815 (1.51251) -0.160214 (0.65375) -0.454677 (0.39200) 0.430361 (0.55636)

1.065718 (2.20665) 0.773794 (0.23336) -0.183224 (0.15182) 0.008718 (0.05509) -0.214035 (0.10262) 0.001530 (0.59368) 0.240720 (0.25661) 0.216170 (0.15387) 0.378963 (0.21838)

2.319010 (1.46372) 0.183477 (0.15479) 0.167066 (0.10071) 0.196493 (0.03654) 0.024741 (0.06807) 0.733581 (0.39381) -0.043541 (0.17021) 0.372088 (0.10206) 0.056446 (0.14486)

-2.832360 (2.32285) -0.120970 (0.24565) -0.164537 (0.15981) -0.013830 (0.05799) 0.059294 (0.10802) -1.329481 (0.62495) 0.242606 (0.27012) -0.445631 (0.16197) 0.206347 (0.22988)

0.307436 (0.24119) -0.106877 (0.02551) -0.046784 (0.01659) 0.000746 (0.00602) -0.024793 (0.01122) -0.001721 (0.06489) 0.032311 (0.02805) 0.023997 (0.01682) 0.076036 (0.02387)

PHỤ LỤC 4. PHƯƠNG SAI THAY ĐỔI

PHỤ LỤC 5. KIỂM ĐỊNH TỰ TƯƠNG QUAN CỦA NHIỄU

PHỤ LỤC 6. KẾT QUẢ HỒI QUY

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá đối với thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ KIM CHÂU

NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ ĐỐI

VỚI THƯƠNG MẠI SONG PHƯƠNG GIỮA VIỆT NAM

VÀ TRUNG QUỐC

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

NGUYỄN THỊ KIM CHÂU

NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ ĐỐI

VỚI THƯƠNG MẠI SONG PHƯƠNG GIỮA VIỆT NAM

VÀ TRUNG QUỐC

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

Biến độc lập

Export_CN_VN

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

Biến độc lập

Export_VN_CN

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

Có thể bạn quan tâm

Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Buôn Hồ (Đắk Lắk)

Tác động hợp tác kinh tế Nga - Trung Quốc trong bối cảnh trừng phạt của phương Tây: Phân tích kim ngạch thương mại song phương giai đoạn 2010 - 2023

Luận văn Thạc sĩ: Quản lý hoạt động phát triển nhận thức cho trẻ mẫu giáo ở các trường mầm non, huyện Hoàng Su Phì, tỉnh Hà Giang

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Ảnh hưởng của chính sách thuế đến phát triển bền vững doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam

Tác động của khả năng sinh lợi và cơ hội tăng trưởng đến cấu trúc vốn của 100 doanh nghiệp niêm yết hàng đầu Việt Nam

Tác động của cấu trúc sở hữu vốn đến thận trọng kế toán: Bằng chứng thực nghiệm tại các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Ảnh hưởng của các yếu tố môi trường tinh thần đến hiệu quả công việc của nhân viên ngân hàng thương mại cổ phần tại Thành phố Hồ Chí Minh

Tác động của biến động dòng tiền đến đòn bẩy tài chính: Nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam

Nhận biết rủi ro và ý định sử dụng dịch vụ tài chính kỹ thuật số của giới trẻ Việt Nam

Mối quan hệ giữa phát triển công nghệ thông tin và truyền thông với hiệu quả kinh doanh ngân hàng: Nghiên cứu tại thị trường mới nổi Việt Nam

Tài liệu học tập môn Thị trường chứng khoán

Chuyển đổi số và rủi ro tài chính tại các ngân hàng thương mại: Bằng chứng thực nghiệm từ các ngân hàng thương mại Việt Nam

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 1 - Tổng quan về Quản trị tài chính

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 2 - Phân tích báo cáo tài chính

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 3 - Quản trị vốn lưu động

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 4 - Giá trị của tiền tệ theo thời gian

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 5 - Định giá chứng khoán

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 6 - Rủi ro và lợi nhuận

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 7 - Chi phí sử dụng vốn

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 8 - Đánh giá hiệu quả sử dụng vốn đầu tư

Tài liêu mới

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng thuật toán thích nghi và học tăng cường cấu trúc Actor - Critic điều khiển bám quỹ đạo cho robot di động đa hướng mecanum

Luận án Tiến sĩ: Cơ cấu bệnh tim mạch và chất lượng cuộc sống của người cao tuổi mắc suy tim, rung nhĩ điều trị tại Bệnh viện Thống Nhất, thành phố Hồ Chí Minh

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hiện tượng nứt dăm đê sông vùng đồng bằng sông Hồng và dự báo khả năng bị nứt của một số đoạn đê

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng giải pháp đảm bảo an toàn thông tin cho quá trình học liên kết dựa trên mật mã

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Phát triển năng lực đánh giá công nghệ cho học sinh trong dạy học môn Công nghệ 11 ở trường trung học phổ thông

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu phân loại chi cầu diệp – Bulbophyllum Thouars (Orchidaceae) ở vùng Tây Nguyên bằng phương pháp hình thái và phân tử

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu đặc điểm phân bố và dinh dưỡng của các loài lưỡng cư ở Vườn Quốc gia Bến En và Khu bảo tồn thiên nhiên Pù Luông, tỉnh Thanh Hóa

Luận án Tiến sĩ: Tổng hợp luật dẫn và điều khiển cho một lớp tên lửa đối hải trên cơ sở ứng dụng mạng nơ ron và hệ mờ

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu tổng hợp hệ điều khiển góc Pitch tua bin gió trong điều kiện có nhiễu tác động

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hóa học lipid của hai loài san hô thủy tức Millepora dichotoma và Millepora platyphylla ở Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu kiểm soát phân phối công suất kéo trên cầu chủ động của ô tô con bằng ABS

Luận án Tiến sĩ: Ứng dụng phản ứng Domino vào tổng hợp các dẫn xuất Podophyllotoxin, Pyrimidine và đánh giá hoạt tính sinh học của các chất tổng hợp được

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và một số hoạt tính sinh học của cây chùm ngây (Moringa oleifera)

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và ứng dụng ức chế ăn mòn cho thép của cao chiết xuất từ cây Lộc vừng thuộc họ Lecythidaceae

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hiện tượng nứt dăm đê sông vùng đồng bằng sông Hồng và dự báo khả năng bị nứt của một số đoạn đê

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm