Đề tài Mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và kim ngạch xuất khẩu Việt Nam bằng cách ứng dụng phương pháp ARDL

Nội dung text: Đề tài Mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và kim ngạch xuất khẩu Việt Nam bằng cách ứng dụng phương pháp ARDL

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