Nghiên Cứu Tác Động Của Tỷ Giá Đồng Đô La Mỹ Lên Giá Trị Xuất Khẩu Của Việt Nam Giai Đoạn 2000 - 2017 đã chia sẻ đến cho các bạn nguồn tài liệu hoàn toàn hữu ích đáng để xem và theo dõi. Nếu như các bạn có nhu cầu cần tải bài mẫu này vui lòng nhắn tin nhanh qua zalo/telegram : 0934.536.149 để được hỗ trợ tải nhé!

1. BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
TRẦN PHAN LỆ THU
NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ ĐỒNG
ĐÔ LA MỸ LÊN GIÁ TRỊ XUẤT KHẨU CỦA
VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2000 - 2017
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
Tham khảo thêm tài liệu tại Trangluanvan.com
Dịch Vụ Hỗ Trợ Viết Thuê Tiểu Luận,Báo Cáo
Khoá Luận, Luận Văn
ZALO/TELEGRAM HỖ TRỢ 0934.536.149
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2022

2. BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
TRẦN PHAN LỆ THU
NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ ĐỒNG
ĐÔ LA MỸ LÊN GIÁ TRỊ XUẤT KHẨU CỦA
VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2000 - 2017
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng (Tài chính)
Mã số: 8340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
GIÁO VIÊN HƢỚNG DẪN: PGS. TS. NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2022

3. LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan đề tài luận văn thạc sĩ “Nghiên cứu tác động của tỷ giá đồng Đô la
Mỹ lên giá trị xuất khẩu của Việt Nam giai đoạn 2000-2017” là công trình nghiên cứu
của riêng tôi, dưới sự hướng dẫn của PGS. TS Nguyễn Thị Ngọc Trang
Các số liệu, kết quả nêu trong luận văn là trung thực và chưa từng được công bố trong
bất kỳ một công trình nào. Tất cả những tham khảo và kế thừa đều được trích dẫn và
tham chiếu đầy đủ.
Tôi hoàn toàn chịu trách nhiệm về nội dung nghiên cứu của toàn bộ luận văn này.
TP.Hồ Chí Minh, tháng 3 năm 2019
Tác giả
Trần Phan Lệ Thu

4. MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC KÝ HIỆU, TỪ VIẾT TẮT
DANH MỤC BẢNG
DANH MỤC HÌNH ẢNH
TÓM TẮT
CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU..........................................................................................1
1.1 Lý do chọn đề tài ...............................................................................................1
1.2. Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu.....................................................2
1.3. Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu.....................................................................3
1.4. Phƣơng pháp nghiên cứu...................................................................................3
1.5. Bố cục bài nghiên cứu.........................................................................................3
CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM ..........4
2.1 Cơ sở lý thuyết......................................................................................................4
2.1.1 Hiệu ứng phá giá tiền tệ..................................................................................4
2.1.2 Hiệu ứng co giãn xuất nhập khẩu Marshall - Lerner.....................................5
2.2 Bằng chứng thực nghiệm.....................................................................................6
2.2.1 Bằng chứng thực nghiệm tại nhóm các quốc gia phát triển ...........................6
2.2.2 Bằng chứng thực nghiệm tại nhóm các quốc gia đang phát triển ..................7
CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU.............................10
3.1 Phƣơng pháp nghiên cứu..................................................................................10
3.1.1 Quy trình nghiên cứu....................................................................................10
3.1.2 Kiểm định nghiệm đơn vị.............................................................................11
3.1.3 Kiểm định đồng liên kết Cointegrated test của Johansen............................12
3.1.4 Kiểm định nhân quả Granger .......................................................................13

5. 3.1.5 Kiểm định Vector hiệu chỉnh sai số VECM.................................................14
3.2 Dữ liệu .................................................................................................................15
3.2.1 Phương pháp thu thập dữ liệu.......................................................................15
3.2.2 Xử lý dữ liệu.................................................................................................15
CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ..................................................................17
4.1 Thống kê mô tả tổng quan các biến..................................................................17
4.2 Kiểm định nghiệm đơn vị..................................................................................17
4.3 Kiểm định đồng liên kết Cointegrated Test của Johansen (1991).................20
4.4 Kiểm định nhân quả Granger...........................................................................22
4.5 Kiểm định quan hệ giữa TGHĐ thực USD/VND, biến động TGHĐ thực
USD/VND và giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn và dài hạn .........23
4.5.1 Kiểm định tự tương quan của phần dư .........................................................23
4.5.2 Kiểm định mối quan hệ dài hạn giữa TGHĐ thực USD/VND, biến động
TGHĐ thực USD/VND và giá trị xuất khẩu ..........................................................24
4.6 Phân tích kết quả nghiên cứu............................................................................25
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN...........................................................................................26
5.1 Kết luận...............................................................................................................26
5.2 Hạn chế và hƣớng phát triển của đề tài...........................................................26
5.3 Kiến nghị.............................................................................................................26
TÀI LIỆU THAM KHAO
PHỤ LỤC NGHIÊN CỨU

6. DANH MỤC KÝ HIỆU, TỪ VIẾT TẮT
Từ viết tắt Gốc tiếng Anh Nghĩa tiếng Việt
TGHĐ Tỷ giá hối đoái
IMF International Monetary Funds Quỹ tiền tệ quốc tế
EP Giá trị xuất khẩu của Việt Nam
RER Tỷ giá hối đoái thực USD/VND
LV
Mức độ biến động tỷ giá hối
đoái thực USD/VND
VECM Vector error correction model Mô hình vector hiệu chỉnh sai số

7. DANH MỤC BẢNG
Bảng 3.1 Bảng mô tả cơ sở dữ liệu
Bảng 4.1 Thống kê mô tả các biến
Bảng 4.2 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với giá trị xuất khẩu của Việt Nam
Bảng 4.3 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với giá trị xuất khẩu của Việt Nam ở sai
phân bậc 1
Bảng 4.4 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với tỷ giá hối đoái thực USD/VND
Bảng 4.5 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với tỷ giá hối đoái thực USD/VND ở sai
phân bậc 1
Bảng 4.6 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến động tỷ giá hối đoái thực
USD/VND
Bảng 4.7 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến động tỷ giá hối đoái thực
USD/VND ở sai phân bậc 1
Bảng 4.8 Kiểm định đồng liên kết theo thống kê Trace
Bảng 4.9 Kiểm định đồng liên kết theo thống kê Maximum Eigenvalue
Bảng 4.10 Độ trễ tối ưu của mô hình
Bảng 4.11 Kiểm định quan hệ nhân quả Granger giữa các cặp biến
Bảng 4.12 Kết quả kiểm định tự tương quan của phần dư
Bảng 4.13 Kết quả kiểm định VECM mối quan hệ dài hạn giữa các biến LRER,
LLV, LEP

8. DANH MỤC HÌNH ẢNH
Hình 2.1 Đường cong J
Hình 3.1 Quy trình thực hiện nghiên cứu

9. TÓM TẮT
Tỷ giá hối đoái và rủi ro tiềm tàng mà nó tác động lên cán cân thương mại của một
quốc gia luôn được các nhà kinh tế trên thế giới quan tâm. Có rất nhiều bài nghiên cứu
đã được thực hiện với kết quả thu được rất khác nhau và gây nhiều tranh cãi.
Trên cơ sở đó bài luận văn được thực hiện với mục đích cung cấp thêm các bằng chứng
thực nghiệm tại một quốc gia mới nổi có cán cân thương mại nhập siêu như Việt Nam.
Mục tiêu nghiên cứu là kiểm tra ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái thực USD/VND , biến
động tỷ giá hối đoái thực USD/VND lên giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn
và dài hạn.
Dữ liệu thu thập trong giai đoạn 2000-2017. Phương pháp phân tích dựa trên kiểm định
nghiệm đơn vị, kiểm định đồng liên kết Johansen, kiểm định nhân quả Granger và mô
hình VECM.
Kết quả nghiên cứu thu được là tỷ giá hối đoái thực USD/VND và biến động tỷ giá hối
đoái thực USD/VND đều có tác động tiêu cực (tương quan âm) lên giá trị xuất khẩu
của Việt Nam.
Những kết quả đạt được của bài nghiên cứu sẽ giúp cho các học giả nghiên cứu, nhà
đầu tư và nhà xây dựng chính sách đưa ra các quyết định đầu tư, quyết định kinh tế phù
hợp trong bối cảnh hiện nay.
Từ khóa: kiểm định đồng liên kết Johansen, kiểm định nhân quả Granger và mô hình
VECM.

10. ABSTRACT
The economists always concern the subject about the exchange rate and the potential
impact of exchange rate risk on export value. There were many papers of this subject
and issued different results.
The objective of this paper is to provide the a empirical proof in an emerging country
like Vietnam. This paper examines the relationship between the real exchange rate
USD/VND , the volatility of the real exchange rate USD/VND to the export value in
Vietnam, which is covered both long-term and short – term.
The data is collected in 2000-2017. The unit root test, Johansen cointegrated test,
Granger causality test and VECM model are employed in this paper.
The results of study show that the real exchange rate USD/VND and the volatility of
the real exchange rate USD/VND are both negative factors for the export value .
These results will be helpful for the students, the investors, the policy makers. They
can issue the correct decisions, which suitable in current economic context.
Keywords: Unit root test, Johansen cointegrated test, Granger causality test, VECM.

11. 1
CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU
1.1 Lý do chọn đề tài
Tỷ giá hối đoái (TGHĐ) và rủi ro tiềm tàng mà tỷ giá hối đoái tác động lên cân cân
thương mại luôn là một đề tài được các nhà kinh tế trên thế giới quan tâm nghiên cứu.
Các mô hình trước đây kiểm định ảnh hưởng của rủi ro tỷ giá lên giá trị xuất khẩu đều
cho ra những kết quả mơ hồ. Sự tác động có thể là tích cực hay tiêu cực sẽ phụ thuộc
vào các giả định nghiên cứu ban đầu trong mối quan hệ với các định nghĩa về khái
niệm biến động TGHĐ.
Một số nghiên cứu cho thấy rủi ro biến động tỷ giá tăng sẽ có tác động tiêu cực đến giá
trị xuất khẩu (theo nghiên cứu của Arize (1995), Chowdhury (1993), De Grawe
(1984)). Một số nghiên cứu khác thì cho kết quả là TGHĐ tác động tích cực nhưng
không đáng kể, hoặc không chắc chắn đến hoạt động thương mại quốc tế. Hoặc không
có bằng chứng cho thấy biến động TGHĐ có ý nghĩa thống kê lên giá trị thương mại
(theo Aristolelous (2001) và Gagnon (1993))
Như vậy các kết quả đều thiếu rõ ràng và nhất quán đã gây ra nhiều vấn đề tranh cãi
như sau : đầu tiên là vấn đề liên quan đến thước đo đo lường biến động TGHĐ, cụ thể
là sự lựa chọn giữa TGHĐ danh nghĩa và TGHĐ thực. Bini-Smaghi (1991) cho rằng
TGHĐ danh nghĩa tốt hơn vì phản ánh được rủi ro mà nhà xuất khẩu phải đối mặt.
Trong khi Gotur (1985) cho rằng TGHĐ thực tốt hơn vì phản ánh được sự ảnh hưởng
của lạm phát và giá cả đối với TGHĐ danh nghĩa. Vấn đề tranh cãi thứ hai liên quan
đến việc sử dụng kỹ thuật thống kê để tạo ra các ước lượng biến động TGHĐ. Các
nghiên cứu ban đầu sử dụng độ lệch chuẩn của TGHĐ (Akhtar và Hilton (1984)),
nhưng cách này bị chỉ trích vì phân phối thống kê của TGHĐ không phải là phân phối
chuẩn (Boothe và Glassman (1987)). Các nghiên cứu sau này sử dụng cách tiếp cận
phổ biến nhất là sử dụng độ lệch chuẩn trung bình của tốc độ tăng TGHĐ (Chowdhury
(1993)). Rõ ràng không có một kỹ thuật chung nhất nào có thể làm thước đo tối ưu biến
động TGHĐ. Một vấn đề gây tranh cãi khác liên quan đến thuộc tính chuỗi thời gian

12. 2
của các biến hồi quy trong hàm ước tính giá trị xuất khẩu. Các nghiên cứu trước đây đã
bỏ qua việc tìm hiểu thứ tự tích hợp của các biến có liên quan. Nếu chuỗi dữ liệu
không dừng thì phương pháp đồng tích hợp của Johansen (1991) cho phép kiểm định
mối quan hệ trong dài hạn với giả định hạn chế là các biến trong mô hình đều là I(1),
hay I(0). Tuy nhiên nghiên cứu khác của Kroner và Lastrapes (1993) lại kết luận thước
đo biến động TGHĐ là chuỗi dữ liệu dừng, do đó thường làm cho kiểm định đồng kết
hợp không đáng tin cậy.
Việt Nam là quốc gia có cán cân thương mại thiên về nhập siêu, kim ngạch xuất khẩu
còn thấp nên chỉ tiêu này luôn được đo lường và đánh giá kỹ lưỡng hàng năm để đo
lường khả năng cạnh tranh của quốc gia. Bài nghiên cứu này được thực hiện nhằm đo
lường tác động của TGHĐ USD/VND và biến động của TGHĐ USD/VND lên giá trị
xuất khẩu của Việt Nam, đồng thời cũng giải quyết các kết luận gây tranh cãi trong các
tài liệu trước đây. Đây là lý do tôi thực hiện bài luận văn mang tên “Nghiên cứu tác
động của tỷ giá đồng Đô la Mỹ lên giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong giai đoạn
2000-2017” với mục đích cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm tại một nước đang
phát triển như Việt Nam.
1.2. Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu
Bài nghiên cứu nhằm kiểm định tỷ giá đồng Đô la Mỹ thông qua TGHĐ thực
USD/VND tác động như thế nào đến giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn và
dài hạn. Trên cơ sở đó, bài nghiên cứu trả lời ba câu hỏi:
1. Tỷ giá hối đoái thực USD/ VND và biến động tỷ giá hối đoái thực USD/
VND có mối quan hệ đồng liên kết với giá trị xuất khẩu không ? Và mức độ,
chiều hướng của mối quan hệ này như thế nào?
2. Có tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa tỷ giá hối đoái thực USD/VND, tỷ giá
hối đoái thực USD/VND với giá trị xuất khẩu của Việt Nam không?
3. Tỷ giá hối đoái USD/VND có ảnh hưởng đến giá trị xuất khẩu của Việt Nam
trong dài hạn hay không? Mức độ ảnh hưởng được lượng hóa như thế nào?

13. 3
1.3. Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu
Đối tượng nghiên cứu là tỷ giá hối đoái USD/ VND thực và giá trị xuất khẩu của Việt
Nam. Phạm vi dữ liệu của bài nghiên cứu trong khoảng thời gian từ quý 1 năm 2000
đến quý 4 năm 2017.
1.4. Phƣơng pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng mô hình VECM nhằm lượng hóa tác động của tỷ giá USD/
VND thực đến giá trị xuất khẩu. Dữ liệu được thu thập theo quý từ các nguồn: Tổng
cục thống kê Việt Nam, IMF. Nghiên cứu sử dụng phần mềm Eview 8 để chạy mô hình
dựa trên các dữ liệu thứ cấp thu thập được.
Bài nghiên cứu sẽ lần lượt thực hiện các bước như sau: Trước tiên kiểm tra tính dừng
của chuỗi dữ liệu bằng kiểm định nghiệm đơn vị ADF mở rộng. Sau đó kiểm định mối
quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa giá trị xuất khẩu và biến động tỷ giá
USD/VND thông qua kiểm định Cointegrated Test của Johansen. Sau khi xác định độ
trễ phù hợp của mô hình, ta chạy kiểm định nhân quả Granger tuyến tính để ước lượng
mối quan hệ nhân quả giữa các biến. Cuối cùng, thông qua kết quả chạy kiểm định
VECM, bài nghiên cứu rút ra kết luận về tác động của tỷ giá USD/ VND lên giá trị
xuất khẩu.
1.5. Bố cục bài nghiên cứu
Bài nghiên cứu gồm 5 chương như sau:
 Chương 1: Giới thiệu.
 Chương 2: Cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm.
 Chương 3: Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu.
 Chương 4: Kết quả nghiên cứu.
 Chương 5: Kết luận.

14. 4
CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM
2.1 Cơ sở lý thuyết
2.1.1 Hiệu ứng phá giá tiền tệ
Phá giá tiền tệ là động thái làm giảm giá đồng nội tệ, làm tăng TGHĐ danh nghĩa, từ
đó thúc đẩy xuất khẩu , giảm nhập khẩu, cải thiện cán cân thương mại. Phá giá tiền tệ
làm xuất hiện hai hiệu ứng: hiệu ứng giá cả nghĩa là giá của hàng hóa nhập khẩu quy ra
nội tệ tăng, trong khi giá hàng hóa xuất khẩu quy ra đồng nội tệ giảm; hiệu ứng khối
lượng: khi giá hàng hóa xuất khẩu giảm làm gia tăng sản lượng xuất khẩu và hạn chế
sản lượng nhập khẩu. Theo đó cán cân thương mại được cải thiện hay trở nên xấu đi sẽ
phụ thuộc vào sự vượt trội hơn giữa hiệu ứng giá cả và hiệu ứng khối lượng.
Trong ngắn hạn, khi TGHĐ tăng trong khi giá cả hàng hóa trong nước chưa kịp phản
ứng sẽ khiến cho hàng hóa xuất khẩu rẻ hơn, hàng hóa nhập khẩu đắt hơn , các doanh
nghiệp trong nước chưa kịp huy động nguồn lực để tăng năng suất đáp ứng nhu cầu
hàng xuất khẩu tăng. Mặt khác trong ngắn hạn, mặc dù giá hàng hóa nhập khẩu cao
hơn nhưng do thói quen người tiêu dùng chưa thể thay thế sang sản phẩm nội địa nên
cầu hàng nhập khẩu chưa giảm ngay. Vì vậy sản lượng hàng hóa xuất khẩu và nhập
khẩu không tăng hoặc giảm mạnh. Nói cách khác trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả vượt
trội hơn hiệu ứng số lượng nên cán cân thương mại xấu đi.
Trong dài hạn, cầu hàng hóa nội địa tăng do người tiêu dùng đã kịp thay đổi thói quen
và các doanh nghiệp trong nước cũng gia tăng sản lượng sản xuất. Lúc này sản lượng
bắt đầu co giãn, hiệu ứng số lượng vượt trội hơn hiệu ứng giá cả nên đã cải thiện cán
cân thương mại.
Krugman (1991) đã tìm ra hiệu ứng đường cong J là đường biểu diễn mô tả tài khoản
vãng lai của một quốc gia sụt giảm sau khi quốc gia đó phá giá đồng nội tệ của mình ,
một thời gian sau thì tài khoản vãng lai mới được cải thiện. Nguyên nhân đường cong J
xuất hiện là do trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả vượt trội so với hiệu ứng số lượng đã tác
động xấu đến cán cân thương mại và trong dài hạn hiệu ứng số lượng vượt trội hơn đã

15. 5
cải thiện được cán cân thương mại.
Thăng dư
Thâm hụt
Hình 2.1 Đƣờng cong J
2.1.2 Hiệu ứng co giãn xuất nhập khẩu Marshall - Lerner
Nguồn : Tác giả tự tổng hợp
Hiệu ứng trên được Alfred Marshall và Abba Lerner nghiên cứu lần đầu và nghiên cứu
mở rộng bởi Joan Robinson (1973) và Fritz Machlup (1955). Giả thiết của phương
pháp là cung và cầu hàng hóa có hệ số co giãn hoàn hảo, nghĩa là nhu cầu hàng hóa
xuất nhập khẩu luôn được thỏa mãn tại mọi mức giá. Phương pháp này chủ yếu phân
tích những tác động của phá giá lên cán cân thương mại.
Hệ số co giãn xuất khẩu thể hiện phần trăm thay đổi của sản lượng xuất khẩu khi tỷ giá
thay đổi 1%.
ηx= (dX/X)/( dE/E) (2.1)
Tương tự hệ số co giãn nhập khẩu thể hiện phần trăm thay đổi của sản lượng nhập khẩu
khi tỷ giá thay đổi 1%.
ηm= (dM/M)/( dE/E) (2.2)
Theo Marshall-Lerner nghiên cứu,nếu (ηx +ηm)>1 thì việc phá giá tiền tệ có tác động
tích cực tới cán cân thương mại.
Thời gian

16. 6
Một số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rằng trong dài hạn (từ 2 đến 3 năm) phá giá
có tác động đến xuất nhập khẩu, hay (ηx +ηm)>1. Đa số các nghiên cứu đều cho rằng
hệ số co giãn xuất khẩu và hệ số co giãn nhập khẩu trong ngắn hạn nhỏ hơn trong dài
hạn. Vì vậy, điều kiện Marshall - Lerner (ηx +ηm)>1 chỉ có thể được duy trì trong dài
hạn.
Tại các nước phát triển, hàng hóa trong nền kinh tế có đủ tiêu chuẩn tham gia thương
mại quốc tế, và thị trường xuất khẩu có tính cạnh tranh. Vì vậy sản lượng xuất khẩu
tăng nhanh và sản lượng nhập khẩu giảm nhanh trong ngắn hạn khi thực hiện phá giá
tiền tệ. Còn tại các nước đang phát triển, do hàng hóa sản xuất có chất lượng còn thấp
không đủ tiêu chuẩn tham gia thương mại quốc tế, và phụ thuộc nhiều vào hàng nhập
khẩu. Vì vậy sản lượng xuất khẩu tăng chậm và sản lượng nhập khẩu giảm chậm khi
thực hiện phá giá tiền tệ, hiệu ứng khối lượng khá mờ nhạt, dẫn đến cán cân thương
mại bị xấu đi trong ngắn hạn.
Điều này biểu thị ý nghĩa khi thực hiện chính sách phá giá tiền tệ thì ở các nước phát
triển, cán cân thương mại sẽ được cải thiện. Nó cũng hàm ý khuyến cáo các quốc gia
đang phát triển nên thận trọng khi sử dụng biện pháp phá giá mạnh đồng nội tệ của
mình nhằm kích thích xuất khẩu.
2.2 Bằng chứng thực nghiệm
2.2.1 Bằng chứng thực nghiệm tại nhóm các quốc gia phát triển
Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây của các tác giả được thực hiện tại nhiều quốc
gia khác nhau với nhiều phương pháp tiếp cận khác nhau và trong nhiều giai đoạn khác
nhau, nhưng nhìn chung các kết quả cho thấy biến động tỷ giá hối đoái sẽ có tác động
tương quan âm và có ý nghĩa lên giá trị xuất khẩu trong nước. Cụ thể:
Bài nghiên cứu tựa đề “Exchange rate volatility in Turkey and its effect on trade flows”
của Vergil (2002) điều tra tác động của biến động tỷ giá hối đoái thực lên giá trị xuất
khẩu của Thổ Nhĩ Kỳ đến Mỹ và 3 đối tác thương mại chính của nó ở EU gồm Đức,
Pháp, Ý trong giai đoạn 1990 - 2000. Bài nghiên cứu sử dụng mô hình ECM và

17. 7
Cointegrated Test để lượng hóa quan hệ đồng liên kết trong ngắn hạn. Kết quả nghiên
cứu cho thấy tại Thổ Nhĩ Kỳ biến động tỷ giá hối đoái tương quan âm với giá trị xuất
khẩu thực. Trong dài hạn, tại Đức, Pháp và Mỹ, biến động tỷ giá hối đoái có ý nghĩa
thống kê. Ngoài ra, riêng đối với nước Đức, biến động tỷ giá hối đoái có tương quan
âm lên giá trị xuất khẩu trong ngắn hạn. Đối các quốc gia còn lại thì không có ý nghĩa
thống kê giữa các biến.
Trong bài nghiên cứu “Exchange Rate Volatility and Exports From East Asian
Countries to Japan and the USA” (2002), tác giả Baak, Al- Mahmood và Vixathep đã
sử dụng kiểm định Cointegrated Test để xác nhận mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
Bên cạnh đó sử dụng mô hình ECM để kiểm tra các ảnh hưởng trong ngắn hạn. Điểm
khác biệt của bài nghiên cứu này là có sự tập trung về mặt địa lý và sử dụng nhiều công
cụ nghiên cứu thực nghiệm. Bằng ước lượng mô hình ECM, tại Hàn Quốc, Singapore
và Thái Lan, biến động tỷ giá hối đoái tương quan âm lên giá trị xuất khẩu trong dài
hạn và ngắn hạn. Ngoài ra, chỉ số sản xuất của các nước nhập khẩu và tỷ giá thực song
phương bị mất giá có tác động tích cực lên giá trị xuất khẩu của các nước được kiểm
tra.
De Vita và Abbot (2004) đã sử dụng mô hình ARDL kiểm tra ảnh hưởng của tỷ giá hối
đoái lên kim ngạch xuất khẩu từ Anh sang các nước EU trong khoảng thời gian 1993-
2001. Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy biến động tỷ giá không có ảnh hưởng trong
ngắn hạn. Tuy nhiên biến động tỷ giá có tương quan âm lên giá trị xuất khẩu của Anh
sang các nước EU.
2.2.2 Bằng chứng thực nghiệm tại nhóm các quốc gia đang phát triển
Bằng chứng thực nghiệm tại các nước đang phát triển có các kết quả không thống nhất
như các nước phát triển, biến động tỷ giá có thể có tương quan dương, tương quan âm,
thậm chí không có ý nghĩa với kim ngạch xuất khẩu. Nguyên nhân chính là do nền kinh
tế của các quốc gia còn có yếu tố chưa bền vững, chính sách tỷ giá hối đoái chưa ổn
định và còn bị ảnh hưởng đáng kể bởi các biện pháp can thiệp của Chính phủ. Cụ thể:

18. 8
Bài nghiên cứu của Rey năm 2006 với tựa đề “Effective Exchange Rate Volatility And
MENA Countries’ Exports To The EU” kiểm tra tác động của sự biến thiên tỷ giá hối
đoái danh nghĩa và tỷ giá hối đoái thực lên giá trị xuất khẩu các quốc gia Trung Đông
và Bắc Phi (MENA) đến các nước thành viên EU. Tác giả dùng mô hình ECM và
ARCH để lượng hóa mức độ biến thiên trong ngắn hạn và dài hạn. Số liệu được thu
thập trong khoảng thời gian từ 1970 - 2002. So với các nghiên cứu trước đó, bài nghiên
cứu này đã mở rộng thời gian quan sát hơn. Các kết quả dựa trên kiểm định đồng liên
kết chỉ ra rằng giá trị 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
và biến động tỷ giá hối đoái thể hiện tương quan âm tại Algeria, Ai Cập, Tunisia và
Turkey, trong khi đó lại mang giá trị dương tại Morocco, Israel. Nghiên cứu thực
nghiệm còn cho thấy biến động tỷ giá 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.
Bài nghiên cứu của Yuen-Ling Ng năm 2008 với tựa đề “East Asian Countries to Japan
and the USA Real Exchange Rate and Trade Balance Relationship: An Empirical
Study on Malaysia” nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá thực và cán cân thương mại
của Malaysia từ năm 1955 đến năm 2006. Nghiên cứu này thực hiện kiểm định đơn vị
gốc Granger causality, VECM. Nghiên cứu này kết luận: (1) tỷ giá và cán cân thương
mại có mối quan hệ dài hạn. Kết luận quan trọng khác của cán cân thương mại, có mối
quan hệ lâu dài liên quan đến thu nhập nội địa với cán cân thương mại; (2) trong dài
hạn tỷ giá thực tế là một biến quan trọng của cán cân thương mại và (3) không có hiệu
ứng đường cong J.
Bài nghiên cứu của Mukhtar và Malik năm 2010 với tựa đề “Exchange Rate Volatility
and Export Growth: Evidence from Selected South Asian Countries” điều tra biến động
tỷ giá hối đoái ảnh hưởng như thế nào lên giá trị xuất khẩu của 3 nước: Ấn Độ,
Pakistan và Sri Lanka. Bằng mô hình VECM và Cointegrated test, tác giả đo lường

19. 9
các tác động trong dài hạn giữa các biến. Các số liệu thu thập trong khoảng thời gian
từ năm 1960-2007. Tác giả kết luận về sự tồn tại các vector đồng liên kết với giá trị
xuất khẩu thực, giá cả tương đối và sự biến động tỷ giá hối đoái trong dài hạn. Trong
ngắn hạn và dài hạn, biến động tỷ giá có ý nghĩa và tương quan âm lên giá trị xuất
khẩu tại 3 nước Nam Á. Các kết quả cũng tiết lộ rằng sự cải thiện trong chính sách
thương mại ngoại thương và thu nhập nước ngoài thực có tương quan dương lên giao
thương xuất khẩu.
Bài nghiên cứu “The Effects of Exchange Rate Volatility on ASEAN-China Bilateral
Exports” của Yusoff và Sabit năm 2015 đã điều tra ảnh hưởng của biến động tỷ giá và
tỷ giá thực lên giao thương xuất khẩu giữa các quốc gia ASEAN đến Trung Quốc.
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu 20 năm từ năm 1992- 2011 của 5 nước: Malaysia,
Singapore, Indonesia, Thái Lan và Phillipines với phương pháp GMM cho dữ liệu bảng
(Panels Data). Bằng chứng thực nghiệm cho thấy mức độ biến động tỷ giá hối đoái và
tỷ giá thực song phương tương quan âm và GDP Trung Quốc tương quan dương đến
giá trị xuất khẩu của 5 nước nêu trên đến Trung Quốc.

20. 10
CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU
3.1 Phƣơng pháp nghiên cứu
Trên cơ sở tổng hợp những phương pháp mà các bài nghiên cứu tại chương 2 sử dụng,
bài nghiên cứu này sẽ sử dụng mô hình VECM để lượng hóa mối quan hệ giữa giá trị
xuất khẩu và sự biến động của TGHĐ. Mô hình này có một số ưu điểm so với các mô
hình khác như sau:
Thứ nhất, mô hình có thể áp dụng trong nghiên cứu với kích thước mẫu nhỏ và điều
này phù hợp cho bài nghiên cứu khi phạm vi dữ liệu hạn chế chỉ trong giai đoạn 2000-
2017. Thứ hai, mô hình này khắc phục được khuyết tật biến bị bỏ sót và tự tương quan,
trong khi vẫn có thể ước lượng các biến đồng thời trong ngắn hạn và dài hạn. Thứ ba,
các hệ số được ước tính đồng thời thông qua các phương trình khá đơn giản và dễ hiểu.
Ngoài ra, chúng ta có thể chọn các độ trễ khác nhau cho các biến khác nhau khi sử
dụng mô hình này.
Vì những ưu điểm trên mô hình VECM cho một kỹ thuật ước lượng khá tốt và dễ thực
hiện. Nên điều đó khiến bài nghiên cứu này chọn mô hình VECM để thực hiện.
3.1.1 Quy trình nghiên cứu
Đầu tiên bài nghiên cứu thực hiện kiểm định nghiệm đơn bị ADF để kiểm tra dữ liệu
thu thập được có ý nghĩa thống kê hay không. Tiếp theo kiểm định Cointegrated test
của Johansen được áp dụng để xác định mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Sau
khi xác định được độ trễ phù hợp, bài nghiên cứu kiểm định nhân quả Granger để xét
chiều tác động giữa các biến của mô hình. Bước cuối cùng là chạy kiểm định VECM
để xác định các hệ số lượng hóa mức độ ảnh hưởng của biến TGHĐ USD/VND thực
và biến mức độ biến động của tỷ giá USD/VND thực lên biến giá trị xuất khẩu.

21. 11
Hình 3.1 Quy trình thực hiện nghiên cứu
Nguồn : Tác giả tự tổng hợp
3.1.2 Kiểm định nghiệm đơn vị
Kiểm định nghiệm đơn vị nhằm kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu. Đây là bước rất
quan trọng trong các nghiên cứu định lượng, vì chuỗi dữ liệu sẽ có ý nghĩa kinh tế nếu
nó là chuỗi dừng. Vậy đặc điểm của chuỗi dừng là gì ? Theo Gujarati (2003), chuỗi dữ
liệu có tính dừng nếu giá trị trung bình, phương sai và hiệp phương sai không thay đổi
tại các độ trễ khác nhau ở bất cứ thời điểm nào. Nói cách khác, chuỗi dữ liệu có tính
dừng khi các giá trị của nó dao động xung quanh giá trị trung bình. Ngược lại, nếu
chuỗi dữ liệu không có tính dừng thì có thể xuất hiện hiện tượng hồi quy giả mạo và
kết quả ước lượng không đáng tin cậy.
Ramanathan (2002) thấy rằng hầu hết các chuỗi dữ liệu thời gian trong kinh tế là không
dừng nhưng bằng cách lấy sai phân của chuỗi dữ liệu ta có thể biến đổi chúng thành
chuỗi dừng. Nếu chuỗi thời gian ban đầu sau khi kiểm tra đã có tính dừng thì ta ký hiệu
chuỗi đó là I(0). Nếu chuỗi dữ liệu không dừng tại I(0), sau đó lấy sau phân bậc 1 và
Kiểm định VECM để xác định các hệ số
Kiểm định Granger nhằm xác định chiều tác động giữa các
biến
Kiểm định Cointegrated của Johansen nhằm xem xét có tồn tại
mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến hay không.
Kiểm định ADF nhằm kiểm tra tính dừng của dữ liệu

22. 12
i=1
thu được chuỗi dừng thì chuỗi thời gian khi đó gọi là tích hợp bậc 1 và ký hiệu là I(1).
Tổng quan nếu lấy sai phân bậc d của một chuỗi thời gian không dừng mà sau đó thu
được chuỗi dừng thì dữ liệu ban đầu gọi là tích hợp bậc d, ký hiệu I(d).
Có nhiều phương pháp để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu, bài nghiên cứu này sẽ
ứng dụng kiểm định Dickey – Fuller mở rộng (ADF) để xem xét tình dừng.
Về mặt lý thuyết , mô hình hồi quy của phương pháp kiểm định DF như sau:
∆Yt = βYt-1 + ut (3.1)
∆Yt = α0 + βYt-1 + ut (3.2)
∆Yt = α0 + α1t + βYt-1 + ut (3.3)
Nếu sai số ut là tự tương quan thì chúng ta biến đổi phương trình (3.3) thành:
∆Yt = α0 + α1t + βYt-1 + ∑𝑘 𝜃i∆Yt-i + ɛt (3.4)
Với : Yt : chuỗi dữ liệu thời gian đang xem xét
K: chiều dài độ trễ
ɛt : nhiễu trắng
Phương trình (3.4) là dạng hồi quy của phương pháp kiểm định ADF. Phương pháp
kiểm định ADF dựa trên giả thiết sau:
H0: β = 0 hay chuỗi dữ liệu không dừng
H0: β < 0 hay chuỗi dữ liệu dừng
Giá trị kiểm định ADF theo phân phối xác suất τ (tau statistic, τ = giá trị hệ số ước
lượng/ sai số của hệ số ước lượng). Giá trị tới hạn τ được Mackinnon (1996) tính toán
sẵn. Ta so sánh giá trị kiểm định τ tính toán với giá trị τ tới hạn của Mackinnon để
quyết định chấp nhận hay bác bỏ giả thiết H0
Nếu τ tính toán < τ tới hạn của Mackinnon : Bác bỏ giả thiết H0 hay chuỗi dữ
liệu là dừng.
Nếu τ tính toán > τ tới hạn của Mackinnon : Chấp nhận giả thiết H0 hay chuỗi dữ
liệu là chuỗi không dừng.
3.1.3 Kiểm định đồng liên kết Cointegrated test của Johansen.

23. 13
Nếu kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho thấy tất cả các biến đều không dừng
và/ hoặc có cùng bậc tích hợp thì có thể có khả năng tồn tại một mối quan hệ dài hạn
giữa các biến. Để nhận biết được mối quan hệ đó, chúng ta sử dụng kiểm định đồng
liên kết của Johansen (1998).
Kiểm định Johansen dựa trên phương pháp hợp lý cực đại gồm 2 tiêu chuẩn: kiểm định
vết (trace test) và kiểm định giá trị riêng cực đại (Maximal eigen value test). Gọi r là số
vector đồng liên kết có thể có. Giả thiết cho mỗi phương pháp kiểm định được trình
bày như sau:
 Kiểm định giá trị riêng cực đại (Maximal eigen value test)
Giả thiết cho tiêu chuẩn này như sau:
H0: có r vector đồng liên kết
H1: có (r +1) vector đồng liên kết
Ta so sánh giá trị riêng cực đại Maximal eigen với giá trị tới hạn Critical value để
quyết định chấp nhận hay bác bỏ giả thiết H0
Nếu Maximal eigen value > Critical value: bác bỏ giả thiết H0
Nếu Maximal eigen value < Critical value: chấp nhận giả thiết H0
 Tiêu chuẩn kiểm định vết (trace test)
Giả thiết cho kiểm định này như sau:
H0: số lượng vector đồng liên kết ≤ r
H1: số lượng vector đồng liên kết > r
Ta so sánh giá trị kiểm định vết Trace test với giá trị tới hạn Critical value để quyết
định chấp nhận hay bác bỏ giả thiết H0
Nếu Trace test value < Critical value: chấp nhận giả thiết H0
Nếu Trace test value > Critical value: bác bỏ giả thiết H0
3.1.4 Kiểm định nhân quả Granger
Phân tích nhân quả Granger causality kiểm chứng chiều hướng tác động của các cặp
biến. Tuy nhiên kết quả phân tích nhân quả có thể được sử dụng để giải thích nhân quả

24. 14
i=1
i=1
i=1
i=1
i=1
hay không còn tùy thuộc vào các giả định cụ thể.
Giả sử, tiến hành kiểm định nhân quả Granger cho hai chuỗi dữ liệu thời gian X và Y
như sau:
Xt = α0 + ∑
𝑘
Yt = α1 + ∑
𝑘
0Xt-1 + ∑
𝑘
1Yt-1 + ∑
𝑘
𝜃0Yt-1 + ɛt (3.5)
𝜃1Xt-1 + ʋt (3.6)
Mối tương quan giữa X và Y sẽ rơi vào 4 trường hợp
 Nếu θ0 và θ1 không có ý nghĩa thống kê thì hai biến X và Y độc lập và không
tồn tại quan hệ nhân quả giữa chúng.
 Nếu θ0 khác 0 và có ý nghĩa thống kê, nhưng θ1 không có ý nghĩa thống kê thì
kết luận Y có quan hệ nhân quả lên X, hay mối quan hệ một chiều từ Y sang X
 Nếu θ1 khác 0 và có ý nghĩa thống kê, nhưng θ0 không có ý nghĩa thống kê thì
kết luận X có quan hệ nhân quả lên Y, hay mối quan hệ một chiều từ X sang Y.
 Nếu θ0 và θ1 khác 0 và có ý nghĩa thống kê thì hai biến X và Y tác động qua lại
lẫn nhau.
3.1.5 Kiểm định Vector hiệu chỉnh sai số VECM
Một mô hình VAR(k) có phương trình hồi quy như sau
Yt = C 1 Yt-1 + C2 Yt-2 +…+Cp Yt-k + ɛt (3.7)
Mô hình trên được viết lại thàn phương trình hồi quy theo VECM có dạng
∆Yt = μ + ∑𝑘 1
i∆Yt-i + ʋt (3.8)
Với: μ = π Yt-1 là phần hiệu chỉnh sai số của mô hình
G: ma trận tham số
ʋt : vector hạng nhiễu trắng
Phương trình VECM được biến đổi từ mô hình VAR(k) và có dạng của mô hình hiệu
chỉnh sai số ECM. Tuy nhiên điểm khác biệt giữa hai phương trình (3.7) và (3.8) nằm ở
thành phần hiệu chỉnh sai số μ có dạng một vector đồng tích hợp thể hiện mối quan hệ
đồng tích hợp giữa các biến. Dựa vào lý thuyết đồng tích hợp giữa các biến giúp mô
hình VECM có thể ước lượng được các chuỗi không dừng I(1) và có quan hệ đồng tích

25. 15
hợp mà không bị vấn đế hồi quy giả mạo. Đây là một ưu điểm của mô hình VECM so
với mô hình VAR vốn chỉ có thể thực hiện khi các biến đều dừng I(0). Nhờ đó, mô
hình VECM có thể phản ánh được thông tin điều chỉnh trong ngắn hạn và dài hạn.
3.2 Dữ liệu
Bài nghiên cứu phân tích sự ảnh hưởng của TGHĐ USD/VND thực và biến động
TGHĐ USD/VND lên giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong thời gian 2000-2017.
3.2.1 Phương pháp thu thập dữ liệu
Bài luận văn này đưa ra mô hình nghiên cứu vector sai số hiệu chỉnh (VECM) như sau:
LEP = 𝛽0 + 𝛽1LRER + 𝛽2LLV
Trong đó
 Số liệu giá trị xuất khẩu của Việt Nam, đơn vị tính là Triệu USD, được thu thập
theo từng quý từ trang web của IMF.
 Số liệu TGHĐ danh nghĩa USD/VND thu thập theo từng quý từ trang web của
IMF.
 Tất cả dữ liệu của các biến sau khi thu thập và tính toán xong, đều được lấy log
để có được một chuỗi dữ liệu ổn định hơn và dễ dàng trong việc phân tích.
Bảng 3.1 Bảng mô tả cơ sở dữ liệu
Tên dữ liệu Ký hiệu Nguồn dữ liệu
Giá trị xuất khẩu của Việt Nam LEP IMF
TGHĐ danh nghĩa LNER IMF
TGHĐ thực LRER Được tính toán từ TGHĐ danh nghĩa
Biến động TGHĐ USD/VND LLV Được tính toán từ TGHĐ thực
Nguồn : tác giả tự tổng hợp
3.2.2 Xử lý dữ liệu
 Tỷ giá hối đoái thực USD/VND
Tỷ giá hối đoái thực là tỷ giá hối đoái danh nghĩa sau khi điều chỉnh theo tỷ lệ lạm
phát, nó phản ánh sức mua của đồng tiền trong nước so với nước ngoài. Vì vậy bài

26. 16
nghiên cứu lựa chọn TGHĐ thực thay vì chọn TGHĐ danh nghĩa vì nó phản ảnh sức
cạnh tranh thương mại chuẩn xác hơn. TGHĐ thực USD/VND, ký hiệu là RER, được
tính toán từ TGHĐ danh nghĩa theo công thức sau:
 LV là biến động TGHĐ thực USD/VND được tính toán như sau:

27. 17
CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Trên cơ sở dữ liệu thứ cấp thu thập được, bài nghiên cứu sẽ thực hiện thống kê mô tả
tổng quan các biến, sau đó sẽ kiểm định kiệm đơn vị để kiểm tra tính dừng. Bước tiếp
theo kiểm định đồng liên kết Cointegrated test của Johansen được áp dụng để xác định
các mối quan hệ đồng liên kết. Sau đó tác giả kiểm định quan hệ nhân quả Granger và
cuối cùng là sử dụng mô hình VECM để đưa ra kết luận về tác động của biến động
TGHĐ thực USD/VND lên giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong khoảng thời gian
2000-2017.
4.1 Thống kê mô tả tổng quan các biến
Kết quả Bảng 4.1 cho thấy biến giá trị xuất khẩu của Việt Nam LEP có mức độ biến
động lớn nhất thể hiện qua giá trị độ lệch chuẩn lớn nhất 1.10192. Biến TGHĐ thực
USD/VND LRER cũng biến động khá mạnh với độ lệch chuẩn là 0.159516.
Bảng 4.1 Thống kê mô tả các biến
LEP LRER LLV
Giá trị trung bình 8.378399 9.799343 0.006492
Trung vị 8.533767 9.754067 0.002921
Giá trị lớn nhất 9.86786 10.03232 0.048362
Giá trị nhỏ nhất 5.627621 9.551018 9.00E-05
Độ lệch chuẩn 1.10192 0.159516 0.009254
Skewness -0.751095 0.122329 2.816605
Kurtosis 2.74062 1.410347 11.69437
Số quan sát 72 72 72
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
4.2 Kiểm định nghiệm đơn vị
Kiểm định nghiệm đơn vị là bước đầu tiên đóng vai trò quan trọng tiên quyết để chứng
minh chuỗi dữ liệu thu thập được có ý nghĩa kinh tế hay không. Bài nghiên cứu sử
dụng kiểm định ADF mở rộng để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu.

28. 18
Bảng 4.2 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với giá trị xuất khẩu của Việt Nam
t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.377188 0.0627
Test critical values: 1% level -4.092547
5% level -3.474363
10% level -3.164499
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic lớn hơn giá trị tới
hạn (-3.377188< -4.092547). Vì vậy ta chấp nhận giả thiết H0 : chuỗi dữ liệu không
dừng. Ta tiếp tục kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu ở sai phân bậc 1, kết quả thể
hiện ở Bảng 4.3 dưới đây
Bảng 4.3 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với giá trị xuất khẩu của Việt Nam ở sai
phân bậc 1
t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.70337 0.0000
Test critical values: 1% level -4.094550
5% level -3.475305
10% level -3.165046
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic nhỏ hơn giá trị tới
hạn (-10.70337 < -4.094550). Vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0: chuỗi dữ liệu không dừng.
Hay nói cách khác chuỗi dữ liệu dừng ở sai phân bậc 1 (I(1)).
Bảng 4.4 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với tỷ giá hối đoái thực USD/VND
t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.570627 0.7948
Test critical values: 1% level -4.092547

29. 19
5% level -3.474363
10% level -3.164499
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic lớn hơn giá trị tới
hạn (-1.570627 > -4.092547). Vì vậy ta chấp nhận giả thiết H0 : chuỗi dữ liệu không
dừng. Ta tiếp tục kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu ở sai phân bậc 1, kết quả thể
hiện ở Bảng 4.5 dưới đây
Bảng 4.5 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với tỷ giá hối đoái thực USD/VND ở sai
phân bậc 1
t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.07588 0.0000
Test critical values: 1% level -4.094550
5% level -3.475305
10% level -3.165046
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic nhỏ hơn giá trị tới
hạn (-10.07588 < -4.094550). Vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0: chuỗi dữ liệu không dừng.
Hay nói cách khác chuỗi dữ liệu dừng ở sai phân bậc 1 (I(1)).
Bảng 4.6 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến động tỷ giá hối đoái thực
USD/VND
t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.914287 0.0536
Test critical values: 1% level -2.598907
5% level -1.945596
10% level -1.613719
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8

30. 20
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic lớn hơn giá trị tới
hạn (-1.914287 < -2.598907). Vì vậy ta chấp nhận giả thiết H0 : chuỗi dữ liệu không
dừng. Ta tiếp tục kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu ở sai phân bậc 1, kết quả thể
hiện ở Bảng 4.7 dưới đây
Bảng 4.7 Kiểm định nghiệm đơn vị đối với biến động tỷ giá hối đoái thực
USD/VND ở sai phân bậc 1
t – Satistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -11.19934 0.0000
Test critical values: 1% level -2.598907
5% level -1.945596
10% level -1.613719
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định ADF cho thấy tại mức ý nghĩa 1% thì t – Satistic nhỏ hơn giá trị tới
hạn (-11.19934< -2.598907). Vì vậy ta bác bỏ giả thiết H0: chuỗi dữ liệu không dừng.
Hay nói cách khác chuỗi dữ liệu dừng ở sai phân bậc 1 (I(1)).
Thông qua kiểm định ADF ta thấy rằng 3 biến LEP, LLV, LRER đều dừng tại bậc 1,
như vậy chuỗi dữ liệu có ý nghĩa thống kê và đủ điều kiện để có thể tiếp tục thực hiện
các kiểm định VECM tiếp theo.
4.3 Kiểm định đồng liên kết Cointegrated Test của Johansen (1991)
Sau khi đã kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu, bài nghiên cứu áp dụng phương pháp
Johansen (1991) để xem xét có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết nào giữa 3 biến LEP,
LRER, LLV không. Kết quả kiểm định được trình bày trong Bảng 4.6 dưới đây
Bảng 4.8 Kiểm định đồng liên kết theo thống kê Trace
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**

31. 21
None * 0.432011 63.56436 29.797 0
At most 1 * 0.283444 24.53424 15.495 0.0017
At most 2 0.022024 1.536635 3.8415 0.2151
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Theo kiểm định Trace test, ứng với giả thiết “ Không tồn tại mối quan hệ đồng liên
kết” , tại mức ý nghĩa 5% giá trị thống kê Trace test tính được là 63.56436 lớn hơn giá
trị Citical value 29.797. Như vậy ta bác bỏ giả thiết này.
Tương tự, ứng với giả thiết “Tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết”, tại mức ý nghĩa
5% giá trị thống kê Trace test tính được là 24.53424 lớn hơn giá trị Citical value
15.495 Như vậy ta bác bỏ giả thiết này.
Với giả thiết “Tồn tại hai mối quan hệ đồng liên kết” tại mức ý nghĩa 5% , giá trị thống
kê Trace test tính được là 1.536635 nhỏ hơn giá trị Citical value 3.8415. Như vậy ta
chấp nhận giả thiết này.
Bảng 4.9 Kiểm định đồng liên kết theo thống kê Maximum Eigenvalue
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.432011 39.03012 21.13162 0.0001
At most 1 * 0.283444 22.99761 14.2646 0.0016
At most 2 0.022024 1.536635 3.841466 0.2151
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Theo kiểm định Maximum Eigenvalue, ứng với giả thiết “ Không tồn tại mối quan hệ
đồng liên kết” và “Tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết” , tại mức ý nghĩa 5% giá trị
thống kê Max-Eigen tính được lần lược là 39.03012 và 22.99761 lớn hơn giá trị Citical
value lần lượt là 21.13162 và 14.2646. Như vậy ta bác bỏ hai giả thiết này.
Còn giả thiết “Tồn tại hai mối quan hệ đồng liên kết”, tại mức ý nghĩa 5% giá trị thống
kê Max-Eigen tính được là 1.536635 nhỏ hơn giá trị Citical value 3.841466. Như vậy

32. 22
ta chấp nhận giả thiết này.
Từ hai kiểm định Trace test và Max-Eigen đều cho ra cùng một kết luận là xuất hiện
hai mối quan hệ đồng liên kết giữa ba biến LEP, LRER và LLV. Điều này cũng hàm ý
rằng giữa ba biến này có liên kết trong dài hạn .
4.4 Kiểm định nhân quả Granger
Trước khi thực hiện kiểm định nhân quả Granger, bài nghiên cứu sẽ xác định độ trễ tối
ưu của mô hình.
Bảng 4.10 Độ trễ tối ƣu của mô hình
VAR Lag Order Selection Criteria
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 231.5383 NA 1.59e-07 - 7.1418 - 7.0406 - 7.1020
1 510.0847 522.2745 3.49e-11 -15.5652 -15.16036* -15.40568*
2 521.493 20.32094* 3.24e-11* -15.64041* - 14.9320 - 15.3613
3 527.8095 10.65919 3.55e-11 -15.5566 - 14.5446 - 15.1579
4 536.5573 13.94178 3.61e-11 -15.5487 - 14.2331 - 15.0304
5 544.8874 12.4951 3.74e-11 -15.5277 - 13.9086 - 14.8899
6 552.2227 10.31533 4.03e-11 -15.4757 - 13.5530 - 14.7182
7 564.0321 15.49983 3.81e-11 -15.5635 - 13.3372 - 14.6864
8 567.3902 4.092714 4.75e-11 -15.3872 - 12.8573 - 14.3905
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Độ trễ tối ưu của mô hình sẽ bằng độ trễ lớn nhất ta có được căn cứ theo các tiêu chuẩn
LR, FPE, AIC, SC,HQ tại bảng 4.8, hay nói cách khác độ trễ tối ưu của mô hình là 2.
Sau khi xác định được độ trễ tối ưu, ta tiến hành kiểm định Granger nhằm xem xét
chiều hướng và mức độ của quan hệ nhân quả giữa các cặp biến.
Bảng 4.11 Kiểm định quan hệ nhân quả Granger giữa các cặp biến

33. 23
Dependent variable: LEP
Excluded Chi-sq Prob.
LRER ** 7.669796 0.0216
LLV 4.89051 0.0867
All 10.19206 0.0373
Dependent variable: LRER
Excluded Chi-sq Prob.
LEP 0.049787 0.9754
LLV 2.169036 0.3381
All 2.337539 0.6739
Dependent variable: LLV
Excluded Chi-sq Prob.
LEP 0.750729 0.687
LRER 0.78193 0.6764
All 0.867737 0.9291
** Bác bỏ giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5%
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Căn cứ vào kết quả trình bày tại bảng 4.11, với mức ý nghĩa 5%, giả thiết “ Biến LRER
không có tác động đến biến LEP” có Prob = 0.0216 < mức ý nghĩa α = 5%, vì vậy ta
bác bỏ giả thiết này, hay nói cách khác TGHĐ thực USD/VND là nguyên nhân giải
thích cho những biến động trong giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong độ trễ 2 kỳ.
4.5 Kiểm định quan hệ giữa TGHĐ thực USD/VND, biến động TGHĐ thực
USD/VND và giá trị xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn và dài hạn
4.5.1 Kiểm định tự tương quan của phần dư

34. 24
Trước khi thực hiện hồi quy VECM, để đảm bảo mô hình phù hợp ta kiểm tra phần dư
có xuất hiện tự tương quan không. Kết quả được trình bày tại bảng 4.10
Bảng 4.12 Kết quả kiểm định tự tƣơng quan của phần dƣ
Độ trễ LM – Statistic Prob
1 14.06516 0.12
2 6.874691 0.6502
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư của mô hình hồi quy theo phương pháp LM
Tests cũng cho thấy p – value tại 2 độ trễ đều lớn hơn 10%. Như vậy chấp nhận giả
thiết H0 : “không có tự tương quan trong mô hình hồi quy” với mức ý nghĩa thống kê là
10%.
4.5.2 Kiểm định mối quan hệ dài hạn giữa TGHĐ thực USD/VND, biến động TGHĐ
thực USD/VND và giá trị xuất khẩu
Nội dung phần này sẽ áp dụng mô hình VECM với kết quả như sau
Bảng 4.13 Kết quả kiểm định VECM mối quan hệ dài hạn giữa các biến LRER,
LLV, LEP
LEP
C 31.80517
LRER -3.963844**
(0.74515)
[-5.31950]
LLV -204.3921
(33.3264)
[-6.13304]
Độ lệch chuẩn trong dấu ngoặc ( ), thống kê t trong dấu ngoặc [ ]

35. 25
* có ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 5%
Nguồn : Tính toán từ phần mềm Eview 8
Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam trong khoảng thời gian từ 2000-2017 cho thấy
TGHĐ thực USD/VND có tương quan âm ngược chiều với giá trị xuất khẩu. Hệ số hồi
quy LRER bằng -3.963844 có ý nghĩa thống kê ở mức 5% xác nhận trong dài hạn khi
TGHĐ thực USD/VND tăng 1% thì giá trị xuất khẩu của Việt Nam sụt giảm
3,963844% . Tương tự biến động TGHĐ thực TGHĐ thực USD/VND với hệ số hồi
quy là -204.3921 cũng có ý nghĩa thống nghĩa thống kê ở mức 5% ngụ ý nếu mức độ
biến động của TGHĐ thực USD/VND tăng 1% thì giá trị xuất khẩu của Việt Nam sụt
giảm 204,3921%.
4.6 Phân tích kết quả nghiên cứu
Trên cơ sở các kết quả mà mô hình VECM mang lại ta có thể thấy TGHĐ USD/VND
tăng tức là đồng Việt Nam bị giảm giá thì ban đầu có thể tác động tích cực, thúc đẩy
gia tăng giá trị xuất khẩu. Nhưng sau đó trong dài hạn tác dụng này có thể bị giảm đi
và trở thành tác động tiêu cực lên giá trị xuất khẩu. Nguyên nhân chính nằm ở đặc
điểm của cơ cấu hàng hoá xuất nhập khẩu và thị trường xuất khẩu của Việt Nam. Cụ
thể Việt Nam chủ yếu xuất khẩu các sản phẩm dệt may, thủy sản, nông sản, gỗ, cao
su... dưới hình thức thô và sơ chế, giá trị gia tăng không cao, chất lượng còn thấp và
Việt Nam ở thế yếu tại các thị trường xuất khẩu như Nhật Bản, Mỹ, Trung Quốc nên
hiệu ứng tích cực từ việc phá giá đồng nội tệ chỉ tồn tại trong ngắn hạn, còn trong dài
hạn hiệu ứng trở thành tiêu cực khi vấp phải động thái “trả đũa” của các quốc gia khác
trong bối cảnh tự do cạnh tranh thương mại như hiện nay. Mặt khác, khi đồng nội tệ
giảm thì làm tăng chi phí nhập khẩu các yếu tố đầu vào của nguyên vật liệu, dây
chuyền máy móc thiết bị, hàng tiêu dùng, tăng chi phí lãi vay các món vay ngoại tệ
khiến cho giá vốn sản xuất kinh doanh tăng, lợi nhuận giảm, sản lượng sản xuất giảm,
và đến lượt nó sẽ làm giảm sản lượng xuất khẩu của các doanh nghiệp và kéo theo giá
trị xuất khẩu của Việt Nam giảm.

36. 26
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN
5.1 Kết luận
Bài nghiên cứu thực hiện kiểm tra tác động của tỷ giá đồng Đô la Mỹ thông qua hai
biến là TGHĐ thực USD/VND và biến động TGHĐ thực USD/VND lên giá trị xuất
khẩu của Việt Nam trong khoảng thời gian 2000-2017. Bằng chứng thực nghiệm cho
thấy xuất hiện mối quan hệ đồng liên kết giữa ba biến số trên. Kết quả mô hình VECM
xác nhận tác động ngược chiều của TGHĐ thực USD/VND và biến động TGHĐ thực
USD/VND lên giá trị xuất khẩu.
Bài nghiên cứu này nhằm cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm cho các học giả
nghiên cứu, các nhà xây dựng chính sách, nhà đầu tư về mối quan hệ giữa TGHĐ
USD/VND và giá trị xuất khẩu. Trên cơ sở đó giúp cho người đọc có thể đưa ra các
quyết định đầu tư, hoặc thiết lập chính sách kinh tế phù hợp với bối cảnh tình hình kinh
tế đầy biến động như hiện nay.
5.2 Hạn chế và hƣớng phát triển của đề tài
Bên cạnh những kết quả đạt được, bài nghiên cứu còn nhiều điểm hạn chế cần khắc
phục. Thứ nhất là phạm vi dữ liệu thu thập khá nhỏ, số liệu được thu thập theo quý chỉ
trong thời gian từ 2000 – 2017. Thứ hai là giá trị xuất khẩu của Việt Nam được quy đổi
từ nhiều nguồn thu các loại ngoại tệ khác nhau từ các thị trường xuất khẩu khác nhau
nên bài nghiên cứu cần xét đến TGHĐ song phương thì mới đánh giá toàn diện được
tác động của TGHĐ lên giá trị xuất khẩu. Tuy nhiên bài nghiên cứu chỉ giới hạn ở
TGHĐ song phương USD/VND nên sẽ làm ảnh hưởng đến kết quả của mô hình.
Bài luận văn này có thể mở rộng nội dung nghiên cứu bằng cách bổ sung thêm các biến
độc lập có ảnh hưởng đến giá trị xuất khẩu như: chỉ số giá tiêu dùng, chỉ số sản xuất,
thu nhập quốc dân...Điều này sẽ góp phần giải thích toàn diện và đầy đủ hơn cho sự
thay đổi của giá trị xuất khẩu. Bên cạnh đó đề tại mở rộng phạm vi quốc gia và thời
gian nghiên cứu để cung cấp thêm các bằng chứng thực nghiệm có ý nghĩa kinh tế.
5.3 Kiến nghị

37. 27
Bài nghiên cứu đưa ra một số khuyến nghị nhằm nâng cao tính hiệu quả của việc sử
dụng chính sách tỷ giá như là công cụ thúc đẩy xuất khẩu của Việt Nam như sau:
 Nhà nước và chính phủ tiếp tục kiện toàn hệ thống các chính sách điều hành tỷ
giá, văn bản hướng dẫn nhằm xây dựng khung pháp lý minh bạch, rõ ràng.
 Nhà nước tạo điều kiện hỗ trợ cho các doanh nghiệp khắc phục khó khăn trong
hoạt động thanh toán tại một số thị trường như Trung Quốc, Liên bang Nga, một
số nước châu Phi... để thúc đẩy xuất khẩu sang các thị trường này.
 Nhà nước và chính phủ định hướng xây dựng lại cơ cấu hàng hóa xuất khẩu,
tăng tỷ trọng xuất khẩu các mặt hàng công nghiệp, công nghệ, các mặt hàng kỹ
thuật cao, tạo ra được nhiều giá trị gia tăng .
 Ngân hàng nhà nước đóng vai trò vô cùng quan trọng khi là cầu nối, dẫn truyền
các chủ trương chính sách của Nhà nước được thi hành thực tế trong nền kinh
tế. Vì vậy ngân hàng nhà nước phải có những động thái đưa ra chính sách kịp
thời, nhất quán, cân nhắc kỹ lưỡng với các lựa chọn điều chỉnh biên độ tỷ giá và
việc phá giá chính thức. Mặt khác cũng cần xem xét đến các khía cạnh khác như
dự trữ ngoại hối hiện tại, phối hợp nhịp nhàng với các biện pháp hành chính,
lường trước được kỳ vọng của thị trường ngoại hối để có biện pháp phòng ngừa
hiệu quả.
 Tăng cường công tác thanh tra, kiểm tra, giám sát thị trường ngoại hối và thị
trường vàng. Xử lý nghiêm các hành vi vi phạm nhằm hạn chế tình trạng đô la
hóa, xóa bỏ hoạt động của thị trường ngoại tệ tự do.
 Các doanh nghiệp có tỷ trọng doanh thu xuất khẩu cao nên tự xây dựng cơ chế
phòng ngừa rủi ro tỷ giá thông qua các công cụ tài chính phái sinh như hợp đồng
kỳ hạn, hoán đổi... để ứng phó kịp thời với những biến động bất lợi của tỷ giá
hối đoái.
 Nâng cao năng lực nguồn nhân lực kỹ thuật, đáp ứng yêu cầu, tiêu chuẩn chất
lượng sản phẩm xuất khẩu của các doanh nghiệp đáp ứng chuỗi cung ứng toàn

38. 28
cầu là hết sức cần thiết. Do đó, việc tổ chức chương trình đào tạo nhằm nâng
cao kỹ năng tiếp cận, sẵn sàng đón nhận và đáp ứng được với các đơn hàng của
đối tác, hợp tác thuận lợi với các nhà nhập khẩu, hướng tới mục tiêu xuất khẩu.
Trên đây là những khuyến nghị mà bài nghiên cứu đưa ra nhằm khuyến khích các quốc
gia đang phát triển như Việt Nam cải thiện được chính sách tỷ giá ngày càng hiệu quả
và trở thành công cụ hữu hiệu thúc đẩy tăng trưởng xuất khẩu.

39. TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tài liệu tiếng Việt
1. Lê Quốc Lý (2004): Tỷ giá hối đoái – Những vấn đề lý luận và thực tiễn điều
hành ở Việt Nam, Hà Nội, Nhà xuất bản Thống kê.
2. Nguyễn Hồng Nhung, Thương mại quốc tế suy giảm đáng kể, Kinh tế 2011 -
2012 Việt Nam và thế giới, Thời báo kinh tế Việt Nam.
3. Nguyễn Thị Xuân Phượng (2012), Quản lý dự trữ ngoại hối tại Việt Nam –
Thực trạng và đề xuất, Tạp chí Công nghệ ngân hàng số 75, tháng 06/2012.
Tài liệu tiếng Anh
1. Felix P. Hüfner and Michael Schröder (2002). “Exchange Rate Pass-Through to
Consumer Prices: A European Perspective” ZEW working paper No. 02-20.
2. Jaleel Ahmad and Jing Yang (2004), “Estimation of the J-curve in China”.
3. Mohsen Bahmani Oskooee, Ali Kutan, Artatrana Ratha (2008), “The S-Curve
in Emerging Markets”.
4. Ng Yuen-Ling, Har Wai-Mun and Tan Geoi-Moei (2008), “Real exchange rate
and the trade balance relationship: an empirical study on Malaysia”.
5. Pham Thi Tuyet Trinh (2012), The impact of exchange rate fluctuation on trade
balance in short and long run, http://www.depocenwp.org/
6. Pesaran and Shin (1997), “An Autoregressive Distributed Lag Modelling
Approach to Cointegratn Analysis”.
7. Pavle Petrovic, Mirjana Gligoric (2010), “Exchange rate and trade balance:
Jcurve effect”.
8. Takatoshi Ito & Kiyotaka Sato (2007), “Exchange Rate Changes and Domestic
Inflation: A Comparison between East Asia and Latin American Countries”,
RIETI Discussion Paper Series 07-E-040.
9. Vo Van Minh (2009), “Exchange Rate Pass-Through and Its Implications for
Inflation in Vietnam”, VDF Working Paper 0902.

40. PHỤ LỤC NGHIÊN CỨU
Kiểm định nghiệm đơn vị ADF

43. Kiểm định đồng liên kết Johansen

44. Độ trễ tối ƣu của mô hình

45. Kiểm định nhân quả Granger

46. Kiểm định tự tƣơng quan LM
Mô hình VECM
Vector Error Correction Estimates
Date: 03/17/19 Time: 17:52
Sample (adjusted): 2000Q4 2017Q4
Included observations: 69 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
LEP(-1) 1.000000
LRER(-1) -3.963844
(0.74515)
[-5.31950]
LLV(-1) -204.3921
(33.3264)

47. [-6.13304]
C 31.80517
Error Correction: D(LEP) D(LRER) D(LLV)
CointEq1 -0.018629 -0.003314 0.002509
(0.01559) (0.00251) (0.00158)
[-1.19477] [-1.32293] [ 1.58353]
D(LEP(-1)) -0.055146 -0.001585 0.010094
(0.12189) (0.01958) (0.01239)
[-0.45242] [-0.08096] [ 0.81486]
D(LEP(-2)) 0.227695 -0.015384 0.000987
(0.12151) (0.01952) (0.01235)
[ 1.87388] [-0.78806] [ 0.07992]
D(LRER(-1)) -0.204501 -0.292996 1.11E-05
(1.80834) (0.29053) (0.18379)
[-0.11309] [-1.00850] [ 6.0e-05]
D(LRER(-2)) -3.435135 -0.034254 0.049500
(1.72669) (0.27741) (0.17549)
[-1.98943] [-0.12348] [ 0.28207]
D(LLV(-1)) -4.365955 -0.597192 -0.471260
(2.37236) (0.38114) (0.24111)

48. [-1.84035] [-1.56686] [-1.95457]
D(LLV(-2)) -0.397189 -0.356066 -0.285899
(1.38464) (0.22245) (0.14072)
[-0.28685] [-1.60063] [-2.03165]
C 0.072509 0.010107 -0.001065
(0.02540) (0.00408) (0.00258)
[ 2.85448] [ 2.47651] [-0.41255]
R-squared 0.143362 0.138887 0.519427
Adj. R-squared 0.045059 0.040071 0.464279
Sum sq. resids 0.498682 0.012872 0.005151
S.E. equation 0.090416 0.014526 0.009189
F-statistic 1.458372 1.405507 9.418821
Log likelihood 72.17455 198.3393 229.9362
Akaike AIC -1.860132 -5.517080 -6.432933
Schwarz SC -1.601105 -5.258053 -6.173906
Mean dependent 0.057787 0.006804 -9.17E-05
S.D. dependent 0.092525 0.014826 0.012555
Determinant resid covariance
(dof adj.) 2.63E-11
Determinant resid covariance 1.82E-11
Log likelihood 559.5320
Akaike information criterion -15.43571
Schwarz criterion -14.56149