Ảnh Hưởng Của Biến Động Tỷ Giá Lên Thương Mại Quốc Tế Ở Việt Nam.doc

Dịch vụ viết thuê đề tài – KB Zalo/Tele 0917.193.864 – luanvantrust.com
Kham thảo miễn phí – Kết bạn Zalo/Tele mình 0917.193.864
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
TRẦN THỊ THU HÀ
ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ LÊN
THƯƠNG MẠI QUỐC TẾ Ở VIỆT NAM
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
TRẦN THỊ THU HÀ
ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ LÊN
THƯƠNG MẠI QUỐC TẾ Ở VIỆT NAM
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã số: 60340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC
PGS.TS. NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG

LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan bài luận văn thạc sĩ với đề tài “Ảnh hưởng của biến động tỷ
giá lên thương mại quốc tế của Việt Nam ” là công trình nghiên cứu khoa học độc
lập của riêng tôi theo sự hướng dẫn của PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang. Các số
liệu, kết quả nêu trong Luận văn là trung thực, có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể và chưa
từng được ai công bố trong bất kỳ công trình nào khác.
Tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm về nội dung và tính trung thực của Luận văn
này.
Tp. Hồ Chí Minh, ngày tháng năm
Trần Thị Thu Hà

MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC CÁC BẢNG
DANH MỤC CÁC HÌNH
CHƢƠNG 1.GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI.................................................................... 1
1.1. Lý do chọn đề tài.......................................................................................... 1
1.2. Mục tiêu nghiên cứu .................................................................................... 1
1.3. Câu hỏi nghiên cứu ...................................................................................... 2
1.4. Phương pháp nghiên cứu ............................................................................. 2
1.5. Nội dung đề tài............................................................................................. 3
1.6. Đóng góp đề tài............................................................................................ 4
CHƢƠNG 2.TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC
NGHIỆM.................................................................................................................. 5
2.1. Tổng quan lý thuyết ..................................................................................... 5
2.1.1. Lý thuyết chuẩn về mậu dịch quốc tế ................................................... 5
2.1.2. Điều kiện Marsahll – Lerner ................................................................. 7
2.1.3. Hiệu ứng đường cong chữ J .................................................................. 8
2.2. Mối quan hệ giữa độ biến động tỷ giá và thương mại ................................. 9
2.3. Tổng quan nghiên cứu trước đây ................................................................12
CHƢƠNG 3.PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU...............................................30
3.1. Dữ liệu nghiên cứu......................................................................................30
3.2. Mô hình nghiên cứu ....................................................................................30
3.3. Phương pháp ước lượng..............................................................................35
CHƢƠNG 4.KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ...........................................................40
4.1. Mô tả thống kê và ma trận tương quan .......................................................40
4.1.1. Thống kê mô tả.....................................................................................40
4.1.2. Ma trận tương quan ..............................................................................40

4.2. Kiểm định nghiệm đơn vị và tính đồng liên kết .........................................41
4.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị.....................................................................41
4.2.2. Kiểm định tính đồng liên kết................................................................42
4.3. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu........43
4.3.1. Biến động tỷ giá danh nghĩa.................................................................43
4.3.2. Biến động tỷ giá thực ...........................................................................48
4.4. Kết quả nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá thực và nhập khẩu51
4.5. Tóm tắt kết quả nghiên cứu.........................................................................54
CHƢƠNG 5.KẾT LUẬN ....................................................................................56
5.1. Kết luận.......................................................................................................56
5.2. Khuyến nghị................................................................................................56
5.3. Hạn chế đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo............................................57
TÀI LIỆU THAM KHẢO
PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG
Bảng 2.1. Tổng hợp các nghiên cứu trước đây ........................................................22
Bảng 3.1. Kiểm định tính ARCH đối với tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực ...32
Bảng 3.2. Kiểm định tính ARCH đối với tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực..............33
Bảng 3.3. Mô tả các biến..........................................................................................34
Bảng 4.1. Thống kê mô tả các biến..........................................................................40
Bảng 4.2. Ma trận tương quan..................................................................................41
Bảng 4.3. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ...........................................................42
Bảng 4.4. Kết quả kiểm định tính đồng liên kết.......................................................43
Bảng 4.5. Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá danh
nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu.................................................................................44
Bảng 4.6. Kết quả ước lượng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá danh
nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu.................................................................................46
Bảng 4.7. Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá thực có
hiệu lực và xuất khẩu ...............................................................................................48
Bảng 4.8. Kết quả ước lượng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá thực
có hiệu lực và xuất khẩu...........................................................................................49
Bảng 4.9. Kết quả ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa độ biến động tỷ giá thực có
hiệu lực và nhập khẩu...............................................................................................52
Bảng 4.10. Kết quả ước lượng mối quan hệ ngắn hạn giữa độ biến động tỷ giá thực
có hiệu lực và nhập khẩu..........................................................................................53

DANH MỤC CÁC HÌNH
Hình 2.1. Minh hoạt ảnh hưởng của tỷ giá đến xuất khẩu nội địa............................ 6
Hình 2.2. Hiệu ứng đương cong chữ J ...................................................................... 8
Hình 4.1. Kiểm định CUSUM của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ giá
hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu..........................................................47
Hình 4.2. Kiểm định CUSUMSQ của mô hình ARDL khi xem xét độ biến động tỷ
giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và xuất khẩu....................................................47
hối đoái thực có hiệu lực và xuất khẩu.....................................................................50
giá hối đoái thực có hiệu lực và xuất khẩu...............................................................51
hối đoái thực có hiệu lực và nhập khẩu....................................................................53
giá hối đoái thực có hiệu lực và nhập khẩu..............................................................54

1
CHƢƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI
1.1. Lý do chọn đề tài
Trong bối cảnh hội nhập kinh tế toàn cầu ngày càng mạnh mẽ, vấn đề giao
thương giữa các nước luôn được đặt lên hàng đầu. Trong đó xuất khẩu, nhập khẩu
và tỷ giá hối đoái luôn giữ vai trò trọng tâm. Trong khi tỷ giá hối đoái là một biến số
có ảnh hưởng lớn đến tính cạnh tranh của hàng hóa ngoại thương thì xuất, nhập
khẩu lại đóng vai trò chủ yếu trong tỷ trọng cán cân tài khoản vãng lai của một quốc
gia. Người ta nhận thấy rằng biến động tỷ giá có thể có ảnh hưởng tốt hoặc làm cho
cán cân thương mại (nội dung chủ yếu trong cán cân tài khoản vãng lai) của một
nước trở nên xấu đi. Vì thế, việc kiểm soát tốt dòng chảy thương mại dưới những
biến động không ngừng của tỷ giá luôn là nhiệm vụ cơ bản của chính sách kinh tế vĩ
mô.
Từ sau khi gia nhập WTO đến nay, nền kinh tế Việt Nam ngày càng phát triển,
quan hệ hợp tác, trao đổi thương mại của Việt Nam và các quốc gia trên thế giới
ngày càng được đẩy mạnh điều này đã góp phần thúc đẩy xuất nhập khẩu diễn ra
mạnh mẽ. Để giữ vững vị thế của mình trên thị trường kinh tế thế giới, thì thương
mại quốc tế đóng vai trò khá quan trọng. Một trong những yếu tố đóng vai trò quan
trong trong thương mại Quốc tế là vấn đề điều hành chính sách tỷ giá để giữ vững
và nâng cao tính cạnh tranh của hàng hóa xuất khẩu, cải thiện cán cân thương mại
cần phải được thực hiện một cách linh hoạt và kịp thời.
Đề tài “Ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương mại quốc tế của Việt Nam”
được thực hiện nhằm phân tích, đánh giá cụ thể hơn mối quan hệ giữa các đại lượng
này để từ đó thấy được tầm quan trọng của cơ chế tỷ giá đối với thương mại, qua đó
có biện pháp đề xuất phù hợp. Khi các biện pháp chính sách phù hợp giúp cải thiện
được cán cân thương mại với các nước.
1.2. Mục tiêu nghiên cứu
Xây dựng mô hình ước lượng biến động tỷ giá bằng mô hình GARCH kết hợp
với mô hình ARCH thông qua dữ liệu tỷ giá hàng Quý.

2
Xác định mối quan hệ và mức độ ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương
mại quốc tế của Việt Nam thông qua biến nghiên cứu phụ thuộc là xuất khẩu, nhập
khẩu.
1.3. Câu hỏi nghiên cứu
Biến động tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đến xuất khẩu và nhập khẩu của Việt
Nam trong dài hạn hay không? Nếu có thì đó là tác động nào?
Biến động tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đến xuất khẩu và nhập khẩu của Việt
Nam trong ngắn hạn hay không? Nếu có thì đó là tác động nào?
Ngoài ra, các yếu tố khác như thu nhập nội địa, chỉ số giá xuất khẩu có tác động
đến xuất khẩu Việt Nam trong dài hạn hay không? Nếu có thì nó ảnh hưởng như thế
nào?
1.4. Phƣơng pháp nghiên cứu
Với mục tiêu nghiên cứu xem xét tác động của độ biến động của tỷ giá hối đoái
đến xuất nhập khẩu của Việt Nam trong giai đoạn từ 2002 – 2016, luận văn sử dụng
phương pháp tiếp cận tương tự với phương pháp mà Arize và các cộng sự (2000),
O’Neill (2014) và Asteriou và các cộng sự (2016) đã áp dụng trong nghiên cứu của
các tác giả. Cụ thể phương trình hồi quy được thể hiện như sau:
(1)
(2)
(3)
(4)
Trong đó, và lần lượt là logarithm tự nhiên của giá trị xuất khẩu
và nhập khẩu của Việt Nam. là logarithm tự nhiên của tổng sản lượng quốc
nội của Việt Nam. và là logarithm tự nhiên của chỉ số giá xuất
khẩu và nhập khẩu của Việt Nam. và là độ biến động của tỷ giá
hối đoái thực có hiệu lực và tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực. Và là sai số
của mô hình nghiên cứu.
Đồng thời, luận văn sử dụng dữ liệu được thu thập từ Tổng Cục Thống kê Việt
Nam (GSO), DataStream, Quỹ Tiền Tệ Quốc tế (IMF) trong giai đoạn từ năm 2001

3
– 2016. Do chỉ số giá nhập khẩu và chỉ số giá xuất khẩu chỉ có sẵn dữ liệu trên
DataStream từ Quý 2 năm 2001, cho nên để thống nhất giai đoạn nghiên cứu, luận
văn áp dụng một mẫu nghiên cứu từ Quý I năm 2002 đến Quý IV năm 2016.
1.5. Nội dung đề tài
Luận văn bao gồm 5 chương:
Chƣơng 1: Giới thiệu đề tài. Trong chương này luận văn đưa ra lý do chọn đề
tài, mục tiêu nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu, các đóng
góp của luận văn và hướng phát triển đề tài.
Chƣơng 2: Tồng quan lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu trƣớc đây.
Trong chương này luận văn giới thiệu lý thuyết về sự dịch chuyển của dòng vốn
quốc tế. Sau đó, luận văn tiến hành tổng quan các nghiên cứu trước đây và từ đó
đưa ra lỗ hổng nghiên cứu (research gap) của các nghiên cứu trước đây.
Chƣơng 3: Phƣơng pháp nghiên cứu. Luận văn tiến hành giới thiệu dữ liệu
nghiên cứu, đưa ra cách đo lường các biến trong luận văn, hơn thế nữa, luận văn sơ
lược qua mô hình nghiên cứu mà luận văn sử dụng trong bài nghiên cứu và cuối
cùng luận văn trình bày phương pháp ước lượng.
Chƣơng 4: Kết quả nghiên cứu. Luận văn tiến hành thảo luận các kết quả ước
lượng từ các phương trình nghiên cứu dựa vào mô hình ARDL được đề cập trong
Chương 3.
Chƣơng 5: Kết luận. Trong chương này luận văn đi đến các kết luận của bài
nghiên cứu từ đó hướng đến việc khuyến nghị các hàm ý chính sách cho Việt Nam,
đồng thời luận văn cũng nêu lên những hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp
theo từ các hạn chế này.

4
1.6. Đóng góp đề tài
Đề tài đóng góp vào kho dữ liệu nghiên cứu về tác động của biến động tỷ giá
đến dòng chảy thương mại quốc tế về mặt lý thuyết. Về mặt thực tiễn, việc nhận
biết tác động của biến động tỷ giá giúp các nhà hoạch định đưa ra được các chính
sách cải thiện cán cân thương mại đẩy mạnh phát triển kinh tế.

5
CHƢƠNG 2. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG
THỰC NGHIỆM
2.1. Tổng quan lý thuyết
2.1.1. Lý thuyết chuẩn về mậu dịch quốc tế
Thương mại quốc tế bao gồm cả nhập khẩu hàng hóa và dịch vụ sản xuất ra ở
nước ngoài và được tiêu thụ nội địa và xuất khẩu hàng hóa và dịch vụ được sản xuất
nội địa và tiêu dùng ở nước ngoài. Khối lượng xuất khẩu chủ yếu chịu ảnh hưởng
bởi sản lượng nước ngoài và giá xuất khẩu. Nếu tỷ giá hối đoái được định giá cao,
hàng hóa trong nước sẽ trở nên mắt hơn so với hàng hóa nước ngoài và khối lượng
xuất khẩu sẽ giảm (Samuelson và Nordhaus, 2001).
Một sự suy giảm trong đồng nội tệ sẽ kích thích sản xuất các sản phẩm thay thế
nhập khẩu và sản phẩm xuất khẩu và do đó sẽ làm gia tăng chỉ số giá trong nước.
Một sự định giá thấp đồng nội tệ sẽ gây ra lạm phát khi cả giá xuất khẩu và giá sản
phẩm thay thế nhập khẩu đều là thành phần quan trọng của chỉ số giá trong nước.
Một sự định giá thấp càng lớn thì sẽ càng gây ra lạm phát càng cao trong nền kinh
tế. Sự gia tăng trong chỉ số nội địa đối với hàng thay thế nhập khẩu và xuất khẩu sẽ
dẫn đến sự dịch chuyển trong nguồn lực sản xuất. Điều này sẽ làm cho các doanh
nghiệp sản xuất chuyển sang sản xuất các mặt hàng xuất khẩu và hàng thay thế nhập
khẩu, đồng thời hạn chế sản xuất các hàng hóa không giao dịch được hoặc các hàng
hóa nội địa thuần túy. Khi đó lợi thế về giá mà quốc gia có thể nhận được từ chính
sách phá giá đồng nội tệ sẽ bị giảm xuống (Samuelson và Nordhaus, 2001). Tính co
giãn của đường cung và đường cầu của một quốc gia có thể là một dấu hiệu cho
thấy được sự dịch chuyển nguồn lực sản xuất của quốc gia từ các mặt hàng không
thể giao dịch và các hàng hóa nội địa thuần túy sang các hàng xuất khẩu và các hàng
thay thế nhập khẩu. Nó cũng cho thấy được lạm phát của nền kinh tế sẽ thay đổi
như thế này (Salvatore, 2004).

6
Hình 2.1. Minh hoạt ảnh hƣởng của tỷ giá đến xuất khẩu nội địa
Nguồn: Salvatore (2004)
Hình 2.1 giải thích sự gia tăng trong xuất khẩu khi đồng nội tệ mất giá. Hình
này cho thấy diễn biến của thị trường xuất khẩu trong nước. Đại diện cho nhu cầu
của nước ngoài đối với các hàng hóa xuất khẩu và Sd là nguồn cung nội địa đối với
các hàng hóa xuất khẩu. Cả hai đường cung và cầu đều được thể hiện dưới dạng
đồng nội tệ. Mức cân bằng (1) là điểm giao giữa đường cung Sd và đường cầu Df.
Khi đồng nội tệ mất giá, đường cầu Df sẽ dịch chuyển lên trên thành đường Df’ vì
khi đó hàng hóa xuất khẩu sẽ trở nên rẻ hơn so với thị trường nước ngoài. Đồng
ngoại tệ sẽ có giá trị nhiều hơn so với đồng nội tệ, tức là nhu cầu ngoại tệ gia tăng.

7
Nền kinh tế sẽ đạt được mức cân bằng mới (2) với mức cân bằng mới này là giao
điểm của đường cung Sd và đường cầu mới Df’, trong đó cả giá nội địa (P) v à sản
lượng (Q) đều gia tăng (Salvatore, 2004).
2.1.2. Điều kiện Marsahll – Lerner
Điều kiện Marshall – Lerner xem xét liệu thị trường ngoại hối ổn định hay
không ổn định. Kết luận rút ra được từ điều kiện Marshall – Lerner là phụ thuộc vào
hình dạng của đường cầu xuất khẩu và đường cầu nhập khẩu của quốc gia. Điều
kiện này chỉ ra rằng thị trường ngoại hối ổn định nếu tổng hệ số co giãn của cầu
xuất khẩu và cầu nhập khẩu lớn hơn 1, xét ở khía cạnh trị tuyệt đối. Quốc gia sẽ có
lợi hơn nếu cả hai hệ số co giãn của hai đường cầu đều lớn hơn nhiều so với giá trị 1
bởi vì tài khoản vãng lai sẽ được cải thiện nhiều trong trường hợp phá giá đồng nội
tệ. Nếu hệ số co giãn của cầu xuất khẩu và cầu nhập khẩu nhỏ hơn 1 xét về khía
cạnh trị tuyệt đối, thị trường ngoại hối sẽ không ổn định. Tài khoản vãng lai sẽ
không bị ảnh hưởng bởi bất kỳ sự thay đổi nào trong tỷ giá hối đoái (Salvatore,
2004). Nếu điều kiện Marshall – Lerner đúng, chính sách phá giá đồng nội tệ sẽ có
thể cải thiện tài khoản vãng lai (Gartner, 1993).
Lý do đằng sau việc sử dụng điều kiện Marshall – Lerner là để kiểm tra xem
liệu thị trường ngoại hối ổn định hay không ổn định. Hình dạng chính xác của
đường cung và đường cầu của thị trường ngoại hối rất khó để xác định và do đó sẽ
rất khó để xác định được liệu rằng thị trường ngoại hối ổn định hay không ổn định.
Nếu đường cung có thể được xác định thì sẽ đơn giản để có thể hiệu chỉnh thâm hụt
trong tài khoản vãng lai bằng cách phá giá đồng nội tệ (Salvatore, 2004).
Các nhà hoạch định chính sách ngày nay đang xem xét đến phản ứng của dòng
thương mại quốc tế với những sự thay đổi trong giá cả tương đối khi xây dựng
chính sách tỷ giá hối đoái hoặc chính sách thương mại của quốc gia. Bên cạnh đó,
độ co giãn của đường cầu của xuất khẩu và đường cầu của nhập khẩu có tác động
lớn hơn và được sử dụng thường xuyên bởi các nhà hoạch định chính sách để đưa ra
một quyết định (Bahmani – Oskooee và Nirooomand, 1998).

8
Tổng độ co giãn của đường cầu của xuất khẩu và đường cầu của nhập khẩu phải
lớn hơn nhiều so với giá trị 1 để đường cầu và đường cung của tỷ giá hối đoái đủ co
giãn và khi đó chính sách phá giá đồng nội tệ có thể cải thiện được sự thâm hụt
trong cán cân thanh toán của quốc gia. Đây là lý do tại sao việc tính toán giá trị thực
của độ co giãn của đường cầu nhập khẩu và đường cầu xuất khẩu là rất quan trọng
(Salvatore, 2004).
2.1.3. Hiệu ứng đƣờng cong chữ J
Điều kiện Marshall – Lerner được giải định xảy ra trong dài hạn. Tuy nhiên, tài
khoản vãng lai có thể sẽ giảm ngay sau khi phá giá đồng nội tệ trước khi ảnh hưởng
từ điều kiện Marshall – Lerner tác động đến tài khoản vãng lai và cải thiện nó. Sự
thay đổi của tài khoản vãng lai này được gọi là hiệu ứng đường cong chữ J (J –
curve effect) vì diễn biến của tài khoản vãng lai có nét giống với chữ J (Gartner,
1993), được minh họa trong hình 2.2.
Dựa vào hình 2.2 có thể thấy rằng trong trung hạn, sau khi phá giá đồng nội tệ,
tài khoản vãng lai được kỳ vọng là có sự cải thiện, bởi vì khi đó các nhà xuất khẩu
và nhà nhập khẩu dường như đã thích ứng với giá cả mới này. Sự phá giá đồng nội
tệ có thể ảnh hưởng đến tài khoản vãng lai thông qua ba kênh khác nhau:
Hình 2.2. Hiệu ứng đƣơng cong chữ J
Nguồn: Gartner (1993)

9
Phản ứng ngay lập tức: giá cả và khối lượng sẽ được cố định thông qua các hợp
đồng đã được ký kết trước khi phá giá nội tệ, do đó nhà xuất khẩu và nhà nhập khẩu
sẽ không thể thay đổi hành vi của họ trong trường hợp này. Cho nên tài khoản vãng
lai sẽ trở nên ngày càng suy giảm, vì phải trả nhiều đồng nội tệ hơn để có hàng nhập
khẩu với giá cả và khối lượng đã được cố định. Tuy nhiên, điều này sẽ không xảy ra
nếu các hợp đồng được ký kết theo đồng nội tệ nhưng điều này hiếm khi xảy ra
trong thực tế.
Phản ứng trong trung hạn: một hợp đồng mới được thiết lập sẽ phản ánh giá cả
tương đối mới của hàng hóa nội địa. Sự thay đổi trong giá sẽ làm thay đổi nhu cầu
của người tiêu dừng từ các sản phẩm nước ngoài sang sản phẩm trong nước. Khi đó
tài khoản vãng lai có dấu hiệu bắt đầu được cải thiện sau khi các nhu cầu của người
tiêu dùng có sự thay đổi. Điều này có thể xảy ra ngay sau khi phá giá đồng nội tệ
nhưng hiệu ứng gia tăng này phải mất nhiều năm sau đó.
Phản ứng trong dài hạn: Cách duy nhất để giá cả không bị ảnh hưởng bởi sự gia
tăng trong nhu cầu là nếu quốc gia đang phải đối mặt với tình trạng thất nghiệp cao.
Nếu độ co giãn của đường cung hàng hóa nội địa là hữu hạn, giá cả càng cao là kết
quả từ lượng xuất khẩu càng nhiều, do đó tài khoản vãng lai tiếp tục được cải thiện.
Lợi thế so sánh có được từ sự phá giá đồng nội tệ sẽ trở nên nhỏ hơn do giá cả gia
tăng (Gartner, 1993).
2.2. Mối quan hệ giữa độ biến động tỷ giá và thƣơng mại
Các nghiên cứu trước đây cho rằng các nhà xuất khẩu, hoặc các nhà nhập khẩu
có hành vy e ngại rủi ro khi họ tiếp xúc, đối mặt với rủi ro (hoặc sự không chắn
chắn). Do đó, rủi ro càng lớn có thể làm cho các công ty e ngại rủi ro gia tăng chi
phí bằng với giá thành sản phẩm của họ như là một phần bù rủi ro hoặc sẽ giảm số
lượng cung cấp cho đối tác. Tóm lại, quyết định của một công ty tham gia vào giao
dịch quốc tế phụ thuộc vào triển vọng lâu dài của công ty đối với lợi nhuận lũy kế từ
lúc phát sinh giao dịch. Tuy nhiên, công ty không có khả năng có thể dự báo tất cả
các chuyển động của tỷ giá hối đoái cũng như là loại bỏ hoàn toàn các biến động
không mong đợi trong lợi nhuận của họ do sự biến động tỷ giá hối đoái. Bởi vì sự

10
biến động trong tỷ giá hối đoái sẽ làm thay đổi lợi nhuận của các doanh nghiệp e
ngại rủi ro, và do đó một sự gia tăng trong sự thay đổi của lợi nhuận sẽ có thể làm
giảm thương mại giao dịch quốc tế nếu các đối tác là những người e ngại rủi ro.
Clark (1973), Baron (1976) và Ethier (1973) tập trung vào lý thuyết của nhà sản
xuất về việc tối đa hóa lợi nhuận trong môi trường rủi ro do biến động của tỷ giá hối
đoái là rủi ro duy nhất của công ty. Mặc dù sử dụng các phương pháp tiếp cận khác
nhau, nhưng các tác giả đều lập luận rằng, với một công ty e ngại rủi ro, độ biến
động trong tỷ giá hối đoái càng lớn sẽ dẫn đến sự sụt giảm trong lợi nhuận dự kiến
của công ty thậm chí công ty có sử dụng hợp đồng kỳ hạn để giảm thiểu rủi ro đối
với sự biến động của tỷ giá hối đoái. Kết quả là, đường xuất khẩu và đường cầu nhất
khẩu sẽ lần lượt dịch chuyển lên và xuống, và điều này cho thấy sự sụt giảm trong
khối lượng giao dịch quốc tế.
Tuy nhiên vẫn còn một số nghiên cứu lý thuyết khác cho rằng sự không chắn
chắn có liên quan đến sự chuyển động của tỷ giá hối đoái có tác động không rõ ràng
đến dòng giao dịch quốc tế. De Grauwe (1988) cho thấy rằng cách mà các công ty
tối đa hóa lợi nhuận khi có sự biến động của tỷ giá hối đoái thì phụ thuộc vào mức
độ e ngại rủi ro của các công ty. Các tác giả lập luận rằng các công ty tối đa hóa lợi
nhuận bằng cách phân bổ sản lượng đầu ra tối ưu giữa thị trường trong nước và
nước ngoài, và do đó sẽ phải đối mặt với rủi ro tỷ giá hối đoái. Các tác giả cũng lưu
ý rằng hiệu ứng thu nhập và hiệu ứng thay thế xảy ra đồng thời khi rủi ro tỷ giá hối
đoái gia tăng, một mặt các tác giả lập luận rằng rủi ro tỷ giá hối đoái càng cao sẽ có
thể làm cho việc xuất khẩu trở nên kém hấp dẫn hơn và do đó các công ty sẽ hạn
chế xuất khẩu (hiệu ứng thay thế), mặt khác, rủi ro tỷ giá hối đoái càng cao thì cũng
sẽ làm cho các công ty xuất khẩu nhiều hơn để giảm khả năng sụt giảm lợi nhuận
xuất khẩu trong tương lai (Hiệu ứng thu nhập). Nếu hiệu ứng thu nhập lấn át hiệu
ứng thay thế, rủi ro tỷ giá hối đoái càng cao sẽ dẫn đến sự gia tăng các hoạt động
xuất khẩu. Do đó, tác động của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại của các
quốc gia không rõ ràng.

11
Viaene và De Vries (1992) tìm thấy rằng ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá
hối đoái đến xuất khẩu và nhập khẩu có thể khác biệt tùy theo tình hình hoạt động
của thị trường hối đoái kỳ hạn. Các tác giả cho rằng các quốc gia có thị trường hối
đoái kỳ hạn phát triển, ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến xuất nhập và
nhập khẩu sẽ trái ngược với nhau. Điều này do các nhà xuất khẩu và nhà nhập khẩu
có vị thế trái ngược nhau trên thị trường hối đoái kỳ hạn khi họ tham gia vào các
hợp đồng kỳ hạn nhằm giảm thiểu rủi ro mang đến từ độ biến động tỷ giá.
Như đã thảo luận, hầu hết các nghiên cứu đều thực hiện trong một khuôn khổ
cân bằng, khuôn khổ này giả định rằng chỉ có sự thay đổi tỷ giá hổi đoái và thương
mại quốc tế là thay đổi, còn tất cả các yếu tố còn lại tác động đến thương mại quốc
tế được xem như là không đổi. Do đó, điều quan trọng là phải tính đến vấn đề tương
tác của các yếu tố kinh tế vĩ mô chính yếu trong khuôn khổ cân bằng tổng quát để
hiểu rõ được các mối quan hệ phức tạp hơn giữa độ biến động tỷ giá và thương mại
quốc tế.
Bacchetta và Van Wincoop (2000) đã phát triển một mô hình cân bằng tổng
quát để thiết lập một nền tảng phân tích mối quan hệ không rõ ràng này giữa độ biến
động tỷ giá hối đoái và thương mại quốc tế. Các tác giả giả định rằng các cú sốc tiền
tệ ảnh hưởng đến độ biến động tỷ giá hối đoái và do đó cả các công ty và hộ gia
đình đều phải đối mặt với các rủi ro kinh tế vĩ mô. Các tác giả cho rằng không có
một kết luận nào rõ ràng về mối quan hệ giữa cơ chế tỷ giá hối đoái và thương mại
quốc tế.
Sercu và Uppal (2000) đã đưa ra lý thuyết phân tích mối quan hệ giữa độ biến
động tỷ giá hối đoái và thương mại quốc tế trong mô hình cân bằng tổng quát, trong
đó thị trường tài chính được giải định rằng hoàn thiện và hội nhập hoàn toàn và thị
trường hàng hóa được giả định có sự phân khúc giữa các quốc gia. Các tác giả đưa
ra hai kết luận thực nghiệm: Đầu tiên, khi sự biến động của tỷ giá hối đoái gia tăng
sẽ làm gia tăng rủi ro của các sản lượng đầu ra, độ biến động tỷ giá hối đoái càng
lớn có thể dẫn đến sự gia tăng trong lượng thương mại kỳ vọng. Thứ hai, khi mức
độ phân khúc của thị trường hàng hóa gia tăng, sự gia tăng trong biến động tỷ giá

12
hối đoái có thể dẫn đến sự sụt giảm trong lượng thương mại kỳ vọng. Do đó các tác
giả lập luận rằng bởi vì thương mại quốc tế và độ biến động tỷ giá hối đoái có sự
nội sinh với nhau cho nên mối quan hệ giữa thương mại quốc tế (xuất khẩu và nhập
khẩu) và độ biến động tỷ giá hối đoái có thể là cùng chiều hoặc ngược chiều, điều
này phụ thuộc vào nguyên nhân dẫn đến sự thay đổi trong độ biến động của tỷ giá
hối đoái.
2.3. Tổng quan nghiên cứu trƣớc đây
Hooper và Kholhagen (1978) đã nghiên cứu tác động của độ biến động tỷ giá
hối đoái đến thương mại của Đức và Mỹ xuất khẩu đến các đối tác thương mại của
họ bao gồm Pháp, Nhật Bản, Anh và Canada trong suốt giai đoạn Quý I năm 1965
đến Quý 4 năm 1975. Các tác giả đã sử dụng ba cách đo lường độ biến động tỷ giá
hối đoái. Cách đo lường thứ nhất và thứ hai là trung bình trượt độ lệch chuẩn của tỷ
giá giao ngay và tỷ giá kỳ hạn trong vòng 13 tuần. Và cách đo lường thứ ba là giá trị
trung bình của trị tuyệt đối sự chênh lệch giữa tỷ giá giao ngay hiện tại và tỷ giá
giao ngay kỳ trước trong vòng 13 tuần. Theo các tác giả, cách đo lường thứ hai là
cách đo lường tốt nhất đối với rủi ro của tỷ giá. Đồng thời, ngiên cứu của các tác giả
cũng cho rằng rủi ro tiền tệ có thể tác động đáng đến giá của hàng hóa có thể giao
dịch. Tuy nhiên, độ biến động tỷ giá hối đoái lại không có ý nghĩa đáng kể trong
việc quyết định khối lượng thương mại.
Cushman (1983) đã mở rộng mô hình nghiên cứu của Hooper và Kohlagen
(1978) bằng cách mở rộng thời gian nghiên cứu. Qua đó tác giả tìm thấy một tác
động ngược chiều của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại quốc tế. Sự khác
biệt của nghiên cứu này và các nghiên cứu trước đó là việc sử dụng tỷ giá hối đoái
thực thay vì sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa cũng như đo lường biến động tỷ giá
dựa trên tỷ giá hối đoái thực.
Akhtar và Hilton (1984) phân tích ảnh hưởng của độ biến động của tỷ giá hối
đoái đến thương mại quốc tế của Mỹ và Đức từ quý I năm 1974 đến quý 4 năm
1984. Trong đó, các tác giả tính toán độ biến động của tỷ giá hối đoái bằng cách sử
dụng độ lệch chuẩn theo ngày của tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực. Đồng thời,

13
bằng việc hồi quy mô hình nghiên cứu bởi phương pháp ước lượng OLS, nghiên
cứu tìm thấy rằng trong suốt giai đoạn nghiên cứu từ 1974 – 1981, độ biến động tỷ
giá hối đoái làm giảm khối lượng thương mại của Mỹ và Đức đối với các đối tác
thương mại.
Gotur (1985) đã mở rộng nghiên cứu của Akhtar và Hilton (1984) bằng cách
phân tích ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại quốc tế của
Mỹ và Đức đối với 18 đối tác thương mại trong giai đoạn 1973 – 1984. Tương tự
như cách tính toán độ biến động tỷ giá hối đoái của Akhtar và Hilton (1984), Gotur
(1985) cũng sử dụng độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái danh nghĩa theo ngày trong
mỗi quý. Thông qua việc áp dụng phương pháp OLS để hồi quy, tác giả tìm thấy
rằng trái ngược với kết quả của Akhtar và Hilton (1984), ảnh hưởng ngược chiều
của độ biến động tỷ giá hối đoái đến nhập khẩu không được tìm thấy. Tuy nhiên,
ảnh hưởng ngược chiều của độ biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của Đức và
ảnh hưởng cùng chiều của độ biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của Mỹ lại
được tìm thấy.
Bailey và các cộng sự (1986) phân tích mối quan hệ giữa độ biến động tỷ giá
hối đoái và thương mại quốc tế của bảy quốc gia đã phát triển bao gồm Canada,
Pháp, Đức, Ý, Nhật Bản, Anh và Mỹ trong suốt giai đoạn Quý I năm 1973 đến Quý
III năm 1984. Các tác giả giải thích sự lựa chọn giai đoạn nghiên cứu không phải là
ngẫu nhiên mà có lý do. Theo đó, các tác giả cho rằng có hai lý do chính, (i) đầu
tiên, năm 1973 là năm hệ thống Bretton – Woods sụp đổ và (ii) thứ hai, một số quốc
gia trong mẫu nghiên cứu đã cho phép tỷ giá hối đoái của họ thả nổi trước khi hệ
thống tỷ giá hối đoái cố định bị sụp đổ, do đó sẽ không có số liệu nào trong suốt giai
đoạn nghiên cứu bị thiếu soát. Độ biến động tỷ giá hối đoái được tác giả đo lường
như là giá trị tuyệt đối của phần trăm sự thay đổi của tỷ giá hối đoái danh nghĩa có
hiệu lực. Bằng cách thực hiện hồi quy mô hình nghiên cứu bởi phương pháp ước
lượng OLS, kết quả của các tác giả có phần trái ngược với các phát hiện của Akhtar
và Hilton (1984). Nghiên cứu này không tìm thấy bất kỳ bằng chứng thực nghiệm
nào cho thấy có ảnh hưởng ngược chiều của độ biến động tỷ giá hối

14
đoái đến thương mại của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Các tác giải giải thích
ảnh hưởng ngược chiều mà nghiên cứu của Akhtar và Hilton (1984) đã tìm thấy là
do sự thay đổi trong chế độ tỷ giá hối đoái chứ không phải do sự biến động của tỷ
giá hối đoái.
Pozo (1992) đã nghiên cứu ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến xuất
khẩu của Anh đến Mỹ trong giai đoạn từ năm 1900 đến năm 1940. Khi đại diện độ
biến động tỷ giá hối đoái được đo lường bằng cách rolling độ lệch chuẩn và phần sai
số thu được từ mô hình GARCH. Cách đo lường đầu tiên được tính toán bởi cách sử
dụng phần trăm thay đổi theo tháng của tỷ giá hối đoái thực trong suốt giai đoạn 01
năm. Cách đo lường thứ hai được đo lường bởi việc ước lượng mô hình GARCH (1,
1). Qua cả hai cách đo lường độ biến động tỷ giá hối đoái đều cho thấy rằng độ biến
động tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng ngược chiều đến xuất khẩu của Anh đến Mỹ.
Chowdhury (1993) nghiên cứu ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến
thương mại trong giai đoạn nghiên cứu từ Quý I năm 1973 đến Quý IV năm 1990.
Qua đó, tác giả đã sử dụng phương pháp trung bình trượt độ lệch chuẩn của tỷ giá
hối đoái thực để đo lường độ biến động tỷ giá hối đoái. Kết quả của tác giả cho thấy
rằng độ biến động tỷ giá hối đoái có mối quan hệ ngược chiều với thương mại thông
qua việc sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số.
Qian và Varangis (1994) đã giải thích tác động của độ biến động của tỷ giá hối
đoái đến tổng xuất khẩu của Thụy Điển trong giai đoạn 1974 – 1990. Trong đó các
tác giả sử dụng mô hình ARCH để đo lường độ biến động của tỷ giá hối đoái. Qua
đó, nghiên cứu tìm thấy rằng độ biến động tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng cùng chiều
đến xuất khẩu của Thụy Điển, trong khi biến số này lại có tác động ngược chiều đến
các nền kinh tế khác (chẳng hạn như Canada và Mỹ). Các tác giả lập luận rằng điều
này có thể được giải thích bởi xuất khẩu của Thụy Điển chủ yếu được định giá bằng
đồng nội tệ trong suốt thời gian nghiên cứu. Điều này sẽ dịch chuyển rủi ro tỷ giá
hối đoái đến các nhà nhập khẩu hàng hóa của Thụy Điển, và sau đó mới chuyển đến
cho người tiêu dùng. Trong giai đoạn nghiên cứu, đồng nội tệ của Thụy Điển bị phá

15
giá ba lần, và điều này làm cho xuất khẩu gia tăng. Các tác giả cũng chú ý rằng độ
biến động tỷ giá hối đoái có thể trở thành một vấn đề quan trọng đối với các quốc
gia đang phát triển đang xuất khẩu các hàng hóa chính yếu khi các hàng hóa này
thường được định giá bởi đồng Đôla. Arize (1998) đã phân tích tổng nhập khẩu của
các quốc gia khu vực EU và tìm thấy rằng nhập khẩu của Thụy Điển bị ảnh hưởng
cùng chiều bởi độ biến động tỷ giá hối đoái trong giai đoạn 1973 – 1995.
Mckenzie và Brooks (1997) phân tích ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối
đoái đến thương mại song phương giữa Đức và Mỹ trong giai đoạn 4/1973 đến
9/1992. Đồng thời, các tác giả sử dụng mô hình ARCH để đo lường độ biến động tỷ
giá hối đoái. Các tác giả cho rằng nghiên cứu của các tác giả khác với các nghiên
cứu trước đây khi cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho thấy tác động cùng chiều
của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại song phương giữa hai quốc gia.
Mckenzie (1998) phân tích tác động của độ biến động tỷ giá hối đoái đến
thương mại quốc tế của Úc với các đối tác thương mại, trong đó tác giả đo lường độ
biến động tỷ giá hối đoái bằng mô hình ARCH. Theo tác giả, nghiên cứu này khác
với các nghiên cứu trước đây ở điểm nghiên cứu này phân tích cả tổng xuất khẩu và
tổng nhập khẩu lẫn xuất khẩu và nhập khẩu của từng ngành nghề kinh doanh. Tác
giả cho rằng việc thực hiện kiểm định cho phép tác giả phát hiện xem hướng và mức
độ tác động của biến động tỷ giá hối đoái có phụ thuộc vào thị trường mà hàng hóa
đó được giao dịch hay không. Kết quả mà tác giả thu được cho thấy rằng tác động
của độ biến động tỷ giá hối đoái có sự khác nhau giữa các ngành nghề kinh doanh,
tuy nhiên, vẫn khó xác định rõ được mối quan hệ giữa các biến số.
Dell‘ Ariccia (1999) đã sử dụng ba đại diện cho độ biến động tỷ giá hối đoái
trong một mẫu nghiên cứu dữ liệu dạng bảng bao gồm 16 quốc gia Châu Âu trong
suốt 20 năm kể từ năm 1975. Tác giả cho rằng sự lựa chọn dữ liệu dạng bảng và
phương pháp hồi quy biến công cụ là không phải ngẫu nhiên. Tác giả cho rằng nếu
phương pháp ước lượng OLS được sử dụng để hồi quy mô hình nghiên cứu tác
động của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại quốc tế, thì rất khó nhận biết
được kết quả hồi quy này là do sự e ngại rủi ro của các công ty hay là do sự can

16
thiệp của Ngân hàng Trung Ương. Tất cả các đo lường độ biến động trong bài
nghiên cứu của tác giả đều sử dụng cả tỷ giá hối đoái thực và danh nghĩa theo tháng.
Qua đó, tác giả tìm thấy các kết quả cho thấy rằng ảnh hưởng của độ biến động tỷ
giá hối đoái đến thương mại của các quốc gia là ngược chiều.
Broll và Eckwert (1999) cho thấy khả năng lý thuyết về mối quan hệ tích cực
giữa biến động tỷ giá và xuất khẩu. Lý do cho khả năng này là do sự biến động của
tỷ giá tăng lên dẫn đến tăng xuất khẩu sang thị trường thế giới. Như vậy, sự biến
động cao hơn có thể làm tăng lợi ích tương lai từ thương mại quốc tế; Điều này chỉ
áp dụng đối với các doanh nghiệp có khả năng phản ứng lại sự thay đổi tỷ giá hối
đoái và phân bổ lại các sản phẩm của mình cho phù hợp
Aristotelous (2001) nghiên cứu ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái và
chế độ tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của Anh sang Mỹ bằng cách sử dụng dữ liệu
dạng bảng trong giai đoạn 1889 đến 1999. Tác giả đã sử dụng phương pháp trung
bình trượt của độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực để làm đại diện cho
độ biến động của tỷ giá hối đoái. Đồng thời tác giả cũng đưa thêm hai biến giả thể
hiện cho chế độ tỷ giá hối đoái vào mô hình nghiên cứu. Qua đó, tác giả tìm thấy
rằng độ biến động tỷ giá hối đoái không có tác động đáng kể đến xuất khẩu của Anh
sang Mỹ.
Sauer và Bohara (2001) đã lựa chọn một mẫu nghiên cứu dữ liệu dạng bảng bao
gồm 91 quốc gia trong suốt giai đoạn 1973 – 1993 để phân tích mối quan hệ giữa độ
biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của các quốc gia. Các tác giả đo lường độ
biến động tỷ giá hối đoái thông qua ba cách khác nhau bao gồm (1) mô hình ARCH
(1), (2) trung bình trượt sai số từ mô hình AR (1) và (3) mô hình bậc hai của tỷ giá
hối đoái. Nghiên cứu tìm thấy rằng các quốc gia đang phát triển có độ biến động tỷ
giá hối đoái thực cao hơn so với các quốc gia đã phát triển, và trong số các quốc gia
đã phát triển ít nhất, Mỹ Latin và Châu Phi được tìm thấy có độ biến động cao nhất
và các quốc gia ở Châu Á là có biến động thấp nhất. Bên cạnh đó, các tác giả sử
dụng mô hình ảnh hưởng cố định và mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên, và tìm thấy
rằng độ biến động tỷ giá hối đoái có mối quan hệ với xuất khẩu không đồng nhất

17
giữa các vùng miền quốc gia. Đối với các quốc gia ở Châu Á, không tìm thấy mối
quan hệ đáng kể giữa độ biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu. Tuy nhiên, với các
quốc gia ở Mỹ LaTin và Châu Phi thì tồn tại ảnh hưởng ngược chiều của độ biến
động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của các quốc gia.
Cho và các cộng sự (2002) đã sử dụng hai đo lường độ biến động trong mẫu
nghiên cứu của các tác giả bao gồm 10 quốc gia đã phát triển trong giai đoạn 1974 –
1995. 10 quốc gia trong mẫu nghiên cứu này bao gồm Bỉ, Canada, Pháp, Đức, Ý,
Nhật Bản, Hà Lan, Thụy Sỹ, Anhv à Mỹ. Độ biến động tỷ giá hối đoái được tính
toán bởi trung bình trượt độ lệch chuẩn của sai phân bậc nhất của tỷ giá hối đoái
thực trong vòng 10 năm. Qua đó các tác giả tìm thấy rằng, độ biến động tỷ giá hối
đoái có ảnh hưởng ngược chiều đến thương mại quốc tế của các quốc gia trong mẫu
nghiên cứu.
Kandilov (2008) đã thực hiện việc mở rộng nghiên cứu của Cho và các cộng sự
(2002) để giải thích ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại
giữa 10 quốc gia đã phát triển trong giai đoạn 1975 đến 1997. Tác giả xây dựng mô
hình lực hấp dẫn đối với dữ liệu dạng bảng, trong đó bao gồm các biến số khoảng
cách giữa hai quốc gia, GDP và dân số. Qua đó tác giả tìm thấy rằng độ biến động
tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng ngược chiều tương đối lớn đến thương mại giữa nhóm
quốc gia G10. Đồng thời kết quả nghiên cứu của tác giả cũng có nhiều điểm thú vị.
Đầu tiên, độ biến động tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đến thương mại giữa các quốc
gia trong mẫu nghiên cứu là ngược chiều nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Thứ
hai, bằng cách kiểm soát vấn đề trợ cấp xuất khẩu nông nghiệp có liên quan đến độ
biến động tỷ giá hối đoái, mức độ ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái giảm
xuống 50% so với tác động ban đầu. Thứ ba, độ biến động tỷ giá hối đoái của đôla,
nhưng không phải là đồng tiền giao dịch giữa nhà xuất khẩu và nhà nhập khẩu, thì
lại có ảnh hưởng ngược chiều đáng kể đến thương mại của các quốc gia đang phát
triển.
Yuen – Ling và các cộng sự (2008) đã giải thích mối quan hệ giữa tỷ giá hối
đoái thực và cán cân thương mại của Malaysia trong giai đoạn 1955 đến 2006.

18
Nghiên cứu của các tác giả đã sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định đồng
liên kết, kiểm định nhân quả Engle – Granger, mô hình vector hiệu chỉnh sai số và
phân tích hàm phản ứng đẩy. Các phát hiện chính trong nghiên cứu này là tìm thấy
tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái. Các biến số
quan trọng khác cũng được tìm thấy có ảnh hưởng đáng kể đến cán cân thương mại
của Malaysia chẳng hạn như thu nhập nội địa có mối quan hệ đồng biến trong dài
hạn với cán cân thương mại và thu nhập nước ngoài lại cho thấy mối quan hệ ngược
chiều với cán cân thương mại trong dài hạn. Thứ hai, tỷ giá hối đoái thực là một yếu
tố quan trọng khi xác định cán cân thương mại của Malaysia, và sự mất giá của
đồng nội tệ được tìm thấy sẽ cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn, do đó phù
hợp với lý thuyết của Marshall – Lerner. Thứ ba, kết quả của các tác giả cũng chỉ ra
rằng không tồn tại hiệu ứng đường cong chữ J ở Malaysia.
Sekantsi (2009) đã sử dụng mô hình ARCH và GARCH để giải thích ảnh hưởng
của độ biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu của Nam Phi đến Mỹ trong giai đoạn
1990 đến 2000. Các phát hiện của tác giả là độ biến động của tỷ giá hối đoái thực có
ảnh hưởng ngược chiều và đáng kể đến xuất khẩu của quốc gia trong cả ngắn hạn và
dài hạn. Một nghiên cứu khác được thực hiện bởi Todani và Munyama (2005) áp
dụng kiểm định biên ARDL đối với dữ liệu theo quý trong giai đoạn 1984 – 2004 để
giải thích tác động của độ biến động tỷ giá hối đoái đến tổng xuất khẩu của Nam
Phi. Todani và Munyama (2005) đã sử dụng độ lệch chuẩn trung bình trượt và mô
hình GARCH (1,1) để đo lường độ biến động tỷ giá hối đoái. Các kết quả của các
tác giả cũng cho thấy rằng phụ thuộc vào cách đo lường biến động của tỷ giá hối
đoái mà không tồn tại mối quan hệ đáng kể giữa xuất khẩu của Nam Phi và độ biến
động tỷ giá hối đoái hoặc tồn tại mối quan hệ đáng kể giữa hai biến số này và đây là
mối quan hệ đồng biến.
Hall và cộng sự (2010) nghiên cứu mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và
khối lượng thương mại của 10 nền kinh tế thị trường mới nổi và 11 nước đang phát
triển khác sử dụng số liệu hàng quý trong giai đoạn 1980-2006. Kết quả của họ khác
nhau giữa các thị trường mới nổi và các nước đang phát triển. Biến động về tỷ giá

19
ảnh hưởng tiêu cực đến xuất khẩu của các nước đang phát triển nhưng không ảnh
hưởng đến xuất khẩu của các nền kinh tế thị trường đang nổi. Họ cho rằng thị
trường vốn mở của các thị trường mới nổi có thể làm giảm tác động của tỷ giá hối
đoái đối với xuất khẩu so với những tác động ở các nước đang phát triển khác.
Gligoric (2010) nghiên cứu ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái và cán cân thương
mại để xem xét vấn đề hiệu ứng đường cong chữ J liệu có tồn tại ở Serbia. Nghiên
cứu của tác giả cho thấy rằng sự mất giá của đồng nội tệ ở Serbia sẽ có thể cải thiện
cán cân thương mại của quốc gia trong dài hạn, đồng thời điều này cũng sẽ tạo nên
hiệu ứng đường cong chữ J trong ngắn hạn. Đồng thời, cả phương pháp kiểm định
đồng liên kết Johansen và mô hình ARDL đều cho ra kết quả cho thấy rằng sự mất
giá của đồng nội tệ có thể cải thiện cán cân thương mại của Serbia. Bên cạnh đó, mô
hình hiệu chỉnh sai số cũng như hàm phản ứng đẩy đều chỉ ra rằng, khi đồng nội tệ
bị mất giá, đầu tiên cán cân thương mại sẽ sụt giảm và sau đó sẽ cải thiện trở lại,
điều này cho thấy tồn tại đường cong chữ J.
Bahmani – Oskooee và Hajilee (2011) đã nghiên cứu tác động của độ biến động
tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu và nhập khẩu của 87 ngành nghề giữa Mỹ và Thụy
Điển trong giai đoạn 1962- 2004. Bằng cách áp dụng kiểm định biên ARDL và mô
hình ARDL để ước lượng ảnh hưởng của biến động tỷ giá đến thương mại giữa hai
quốc gia, các tác giả tim thấy rằng trong ngắn hạn, độ biến động tỷ giá có ảnh
hưởng đáng kể đến nhập khẩu của Thụy Điển trong số 2/3 ngành nghề trong mẫu
nghiên cứu. Trong đó có một số ngành, độ biến động có tác động cùng chiều và một
số ngành khác thì lại là ảnh hưởng ngược chiều. Trong dài hạn, ảnh hưởng của độ
biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại giữa hai quốc gia chỉ đáng kể trong số 1/3
ngành trong mẫu nghiên cứu. Trong đó mối quan hệ cùng chiều hay ngược chiều thì
tùy thuộc vào ngành nghề kinh doanh.
Nuroglu và Kunst (2012) đã giải thích ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối
đoái đến cán cân thương mại quốc tế bằng cách sử dụng dữ liệu dạng bảng để phân
tích. Nghiên cứu này đã sử dụng mô hình lực hấp dẫn để phân tích thương mại song
phương giữa 15 quốc gia trong khu vực EU. Đầu tiên, phương pháp thống kê được

20
các tác giả sử dụng đê xác định các yếu tố ảnh hưởng đến cán cân thương mại quốc
tế và định lượng ảnh hưởng của các yếu tố này. Mối quan tâm chính của nghiên cứu
tập trung vào phân tích ảnh hưởng của độ biến động của tỷ giá hối đoái đến thương
mại giữa các quốc gia.
Bahmani – Oskooee và các cộng sự (2013) thực hiện phân tích tác động của độ
biến động tỷ giá hối đoái đến thương mại song phương (bao gồm cả xuất khẩu và
nhập khẩu) giữa Mỹ và Brazil trong giai đoạn 1971 đến 2010. Bằng việc áp dụng
phương pháp đồng liên kết, nghiên cứu của các tác giả đi đến ba kết luận chính. Đầu
tiên, trong khi phần lớn các ngành nghề kinh doanh không bị ảnh hưởng bởi độ biến
động tỷ giá hối đoái trong dài hạn, nhưng trong ngắn hạn thì các ngành nghề kinh
doanh sẽ phản ứng tích cực với sự biến động tỷ giá hối đoái. Thứ hai, độ nhạy cảm
với độ biến động tỷ giá có sự khác biệt rõ rệt ở các ngành nghề kinh doanh. Xuất
khẩu nông sản của Brazil đặc biệt bị ảnh hưởng nghiêm trọng từ sự biến động của tỷ
giá hối đoái, trong khi đó nhập khẩu máy móc của Mỹ lại hầu như không bị tác
động. Cuối cùng, các sản phẩm của các đối tác thương mại nhỏ sẽ phản ứng mạnh
mẽ với sự biến động tỷ giá hối đoái hơn so với các nhà xuất khẩu chính yếu của hai
quốc gia.
Nishimura và Hirayama (2013) nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng của biến
động tỷ giá hối đoái đến thương mại giữa Nhật Bản và Trung Quốc trong giai đoạn
từ tháng 1 năm 2002 đến tháng 12 năm 2011. Nghiên cứu của các tác giả đã đo
lường độ biến động tỷ giá hối đoái thông qua độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái và
mô hình ARCH. Bằng cách áp dụng mô hình ARDL, nghiên cứu của các tác giả chỉ
ra rằng xuất khẩu của Nhật Bản đến Trung Quốc không bị ảnh hưởng đáng kể bởi
độ biến động tỷ giá hối đoái, nhưng xuất khẩu của Trung Quốc sang Nhật Bản lại bị
tác động ngược chiều bởi biến động tỷ giá hối đoái trong suốt giai đoạn nghiên cứu.
Hơn thế nữa, các tác giả cũng tìm thấy tỷ giá hối đoái không có tác động đáng kể
đến xuất khẩu của Nhật Bản nhưng lại có ảnh hưởng đáng kể đến xuất khẩu của
Trung Quốc.

21
Haile và Pugh (2013) áp dụng phân tích hồi quy meta vào tài liệu thực
nghiệm hiện có về ảnh hưởng của biến động tỷ giá đối với thương mại quốc tế và
tìm thấy một số bằng chứng về xu hướng công bố. Họ cho thấy rằng kết quả nghiên
cứu của các nhà nghiên cứu quả có ý nghĩa rõ rệt cả theo các mô hình của tác giả và
cả bối cảnh của nghiên cứu của họ. Đặc biệt, các nhà nghiên cứu thấy mối quan hệ
ngược chiều về sự biến động tỷ giá đối với thương mại quốc tế khi sử dụng biến đổi
tỷ giá hối đoái tần số thấp và tập trung vào thương mại giữa các nền kinh tế ít phát
triển hơn, có ít cơ hội hơn. Thêm vào đó, họ nhận thấy rằng các nghiên cứu sử dụng
biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa ít có khả năng báo cáo tác động tiêu cực đến
thương mại hơn là những người sử dụng sự biến động của tỷ giá hối đoái thực. Điều
này là bởi vì trong thời gian dài thì biến đổi thực sự khác với giá trị danh nghĩa của
nó. Họ cũng giải thích rằng các nghiên cứu sử dụng lực hấp dẫn, sửa lỗi và các kỹ
thuật lập mô hình hợp tác lâu dài có nhiều khả năng giải thích tác động thương mại
tiêu cực của biến động tỷ giá.
Choudhry và Hassan (2015) nghiên cứu vai trò của độ biến động tỷ giá hối đoái
trong việc xác định nhập khẩu thực của Anh từ ba quốc gia đang phát triển Brazil,
Trung Quốc và Nam Phi từ tháng 1 năm 1991 đến tháng 12 năm 2011. Nghiên cứu
của các tác giả sử dụng mô hình ARDL và cho thấy rằng độ biến động tỷ giá hối
đoái đóng vai trò quan trọng trong việc xác định thương mại của Anh.
Junwood Chi, Seu Keow Cheng (2015), trong dài hạn thì biến động tỷ giá có tác
động quan trọng trong đa số các trường hợp, biến động tỷ giá với các cặp quốc gia
là khác nhau, không có kết quả thống nhất là kết quả của biến động tỷ giá là tích cực
hay tiêu cực đến xuất khẩu. Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ Quý I năm 2000 đên
Quý II năm 2013 để xem xét tác động trong ngắn hạn và dài hạn của thu nhập thực,
tỷ giá hối đoái thực song phương và biến động tỷ giá hối đoái thực đối với lượng
xuất khẩu hàng hải của Australia đối với các đối tác Châu Á. Biến động tỷ giá thực
được đo lường bằng 2 phương pháp là GARCH và phương pháp the Mean-adjusted
relative change, sử dụng mô hình ARDL với đồng liên kết để nghiên cứu. Biến
động tỷ giá có tác động đến lượng xuất khẩu hàng hải của Australia.

22
Asteriou và các cộng sự (2016) giải thích ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối
đoái đến thương mại quốc tế của các quốc gia Mexico, Indonesia, Nigeria và Thổ
Nhĩ Kỳ từ tháng 01 năm 1995 đến tháng 12 năm 2012. Trong đó các tác giả đo
lường độ biến động tỷ giá hối đoái bởi mô hình ARCH – GARCH theo đề nghị của
Sauer và Bohara (2001), Clark và các cộng sự (2004) và DeVita và Abbott (2004)
với tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực được
sử dụng để đại diện cho tỷ giá hối đoái của các quốc gia. Đồng thời, nghiên cứu này
sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định biên, và hồi quy mô hình nghiên cứu
bởi mô hình ARDL. Qua đó, các tác giả tìm thấy rằng trong dài hạn, không tồn tại
mối liên kết giữa độ biến động tỷ giá và thương mại quốc tế (bao gồm xuất khẩu và
nhập khẩu) ở các quốc gia trong mẫu nghiên cứu ngoại trừ Thỗ Nhĩ Kỳ, và thậm chí
trong trường hợp của Thổ Nhĩ Kỳ, ảnh hưởng của độ biến động tỷ giá hối đoái đến
thương mại quốc tế hầu như là rất nhỏ. Tuy nhiên, trong ngắn hạn, một mối quan hệ
nhân quả Granger giữa độ biến động tỷ giá hối đoái với xuất khẩu/nhập khẩu được
phát hiện ở Indonesia và Mexico. Trong trường hợp Nigeria, mối quan hệ nhân quả
Granger hai chiều giữa độ biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu được tìm thấy
trong. Trong khi đó ở Thỗ Nhĩ Kỳ lại không tìm thấy mối quan hệ nhân quả
Granger nào giữa các biến số này.
Bảng 2.1. Tổng hợp các nghiên cứu trƣớc đây
Nghiên cứu
Giai đoạn Tỷ giá danh
Kết quả nghiên cứu
nghiên cứu nghĩa/thực
Hooper và Quý I năm Nghiên cứu cho rằng rủi
Kholhagen (1978) 1965 đến Quý ro tiền tệ có thể tác động đáng kể
4 năm 1975 đến giá của hàng hóa có thể giao
dịch. Tuy nhiên, độ biến động tỷ
giá hối đoái lại không có ý nghĩa
đáng kể trong việc quyết định
khối lượng thương mại.
Cushman (1983) Nghiên cứu tìm thấy một

23
Nghiên cứu
tác động ngược chiều của độ
biến động tỷ giá hối đoái đến
thương mại quốc tế
Akhtar và Hilton Quý I năm Tỷ giá hối Độ biến động tỷ giá hối
(1984) 1974 đến quý đoái danh đoái làm giảm khối lượng
4 năm 1984 nghĩa có hiệu thương mại của Mỹ và Đức đối
lực với các đối tác thương mại
Gotur (1985) 1973 – 1984 Tỷ giá hối Ảnh hưởng ngược chiều
đoái danh của độ biến động tỷ giá hối đoái
nghĩa đến nhập khẩu không được tìm
thấy. Tuy nhiên, ảnh hưởng
ngược chiều của độ biến động tỷ
giá hối đoái đến xuất khẩu của
Đức và ảnh hưởng cùng chiều
của độ biến động tỷ giá hối đoái
đến xuất khẩu của Mỹ lại được
tìm thấy.
Bailey và các cộng Quý I năm Tỷ giá hối Nghiên cứu này không
sự (1986) 1973 đến Quý đoái danh tìm thấy bất kỳ bằng chứng thực
III năm 1984 nghĩa có hiệu nghiệm nào cho thấy có ảnh
lực hưởng ngược chiều của độ biến
động tỷ giá hối đoái đến thương
mại của các quốc gia trong mẫu
nghiên cứu
Pozo (1992) từ năm 1900 Tỷ giá hối Độ biến động tỷ giá hối
đến năm 1940 đoái thực đoái có ảnh hưởng ngược chiều
đến xuất khẩu của Anh đến Mỹ.

24
Nghiên cứu
Chowdhury (1993) Quý I năm Tỷ giá hối Độ biến động tỷ giá hối
1973 đến Quý đoái thực đoái có mối quan hệ ngược chiều
IV năm 1990 với thương mại
Qian và Varangis 1974 – 1990 Nghiên cứu tìm thấy rằng
(1994) độ biến động tỷ giá hối đoái có
ảnh hưởng cùng chiều đến xuất
khẩu của Thụy Điển
Arize (1998) 1973 – 1995 Nhập khẩu của Thụy
Điển bị ảnh hưởng cùng chiều
bởi độ biến động tỷ giá hối đoái
Dell‘ Ariccia 20 năm kể từ tỷ giá hối Ảnh hưởng của độ biến
(1999) năm 1975. đoái thực và động tỷ giá hối đoái đến thương
danh nghĩa mại của các quốc gia là ngược
chiều
Sauer và Bohara 1973 – 1993 tỷ giá hối Độ biến động tỷ giá hối
(2001) đoái thực đoái có mối quan hệ với xuất
khẩu không đồng nhất giữa các
vùng miền quốc gia. Đối với các
quốc gia ở Châu Á, không tìm
thấy mối quan hệ đáng kể giữa
độ biến động tỷ giá hối đoái và
xuất khẩu. Tuy nhiên, với các
quốc gia ở Mỹ LaTin và Châu
Phi thì tồn tại ảnh hưởng ngược
chiều của độ biến động tỷ giá hối
đoái đến xuất khẩu của các quốc
gia

25
Nghiên cứu
Cho và các cộng sự 1974 – 1995 Tỷ giá hối Độ biến động tỷ giá hối
(2002) đoái thực đoái có ảnh hưởng ngược chiều
đến thương mại quốc tế của các
quốc gia trong mẫu nghiên cứu
Yuen – Ling và các 1955 đến 2006 Nghiên cứu tìm thấy tồn
cộng sự (2008) tại mối quan hệ dài hạn giữa cán
cân thương mại và tỷ giá hối
đoái. Các biến số quan trọng
khác cũng được tìm thấy có ảnh
hưởng đáng kể đến cán cân
thương mại của Malaysia chẳng
hạn như thu nhập nội địa có mối
quan hệ đồng biến trong dài hạn
với cán cân thương mại và thu
nhập nước ngoài lại cho thấy
mối quan hệ ngược chiều với
cán cân thương mại trong dài
hạn. Thứ hai, tỷ giá hối đoái
thực là một yếu tố quan trọng
khi xác định cán cân thương mại
của Malaysia, và sự mất giá của
đồng nội tệ được tìm thấy sẽ cải
thiện cán cân thương mại trong
dài hạn, do đó phù hợp với lý
thuyết của Marshall – Lerner.
Thứ ba, kết quả của các tác giả
cũng chỉ ra rằng không tồn tại

26
Nghiên cứu
hiệu ứng đường cong chữ J ở
Malaysia.
Sekantsi (2009) 1990 - 2000 Tỷ giá hối Độ biến động của tỷ giá
đoái thực hối đoái thực có ảnh hưởng
ngược chiều và đáng kể đến xuất
khẩu của quốc gia trong cả ngắn
hạn và dài hạn
Todani và 1984 – 2004 Phụ thuộc vào cách đo
Munyama (2005) lường biến động của tỷ giá hối
đoái mà không tồn tại mối quan
hệ đáng kể giữa xuất khẩu của
Nam Phi và độ biến động tỷ giá
hối đoái hoặc tồn tại mối quan
hệ đáng kể giữa hai biến số này
và đây là mối quan hệ đồng biến
Hall và cộng sự 1980-2006 Nghiên cứu mối quan hệ giữa
(2010) biến động tỷ giá và khối lượng
thương mại của 10 nền kinh tế
mới nổi và 11 nước đang phát
triển. . Kết quả của họ khác nhau
giữa các thị trường mới nổi và
các nước đang phát triển. Biến
động về tỷ giá ảnh hưởng tiêu
cực đến xuất khẩu của các nước
đang phát triển nhưng không ảnh
hưởng đến xuất khẩu của các
nền kinh tế thị trường đang nổi.

27
Nghiên cứu
Họ cho rằng thị trường vốn mở
của các thị trường mới nổi có thể
làm giảm tác động của tỷ giá hối
đoái đối với xuất khẩu so với
những tác động ở các nước đang
phát triển khác.
Gligoric (2010) Tỷ giá hối Sự mất giá của đồng nội
đoái danh tệ ở Serbia sẽ có thể cải thiện
nghĩa cán cân thương mại của quốc gia
trong dài hạn, đồng thời điều này
cũng sẽ tạo nên hiệu ứng đường
cong chữ J trong ngắn hạn
Bahmani – 1962- 2004 Trong ngắn hạn, độ biến
Oskooee và Hajilee động tỷ giá có ảnh hưởng đáng
(2011) kể đến nhập khẩu của Thụy Điển
trong số 2/3 ngành nghề trong
mẫu nghiên cứu. Trong đó có
một số ngành, độ biến động có
tác động cùng chiều và một số
ngành khác thì lại là ảnh hưởng
ngược chiều. Trong dài hạn, ảnh
hưởng của độ biến động tỷ giá
hối đoái đến thương mại giữa hai
quốc gia chỉ đáng kể trong số 1/3
ngành trong mẫu nghiên cứu.
Trong đó mối quan hệ cùng
chiều hay ngược chiều thì tùy

28
Nghiên cứu
thuộc vào ngành nghề kinh
doanh
Choudhry và Tháng 1 năm Nghiên cứu của các tác
Hassan (2015) 1991 đến giả sử dụng mô hình ARDL và
tháng 12 năm cho thấy rằng độ biến động tỷ
2011 giá hối đoái đóng vai trò quan
trọng trong việc xác định thương
mại của Anh.
Junwood Chi, Seu Quý I năm Tỷ giá hối Trong dài hạn thì biến
Keow Cheng 2000 đên Quý đoái thực động tỷ giá có tác động quan
(2015) II năm 2013 trọng trong đa số các trường
hợp, biến động tỷ giá với các cặp
quốc gia là khác nhau,
không có kết quả thống nhất là
kết quả của biến động tỷ giá là
tích cực hay tiêu cực đến xuất
khẩu. Biến động tỷ giá có tác
động đến lượng xuất khẩu hàng
hải của Australia.
Asteriou và các Từ tháng 01 tỷ giá hối Trong dài hạn, không
cộng sự (2016) năm 1995 đến đoái danh tồn tại mối liên kết giữa độ biến
tháng 12 năm nghĩa có hiệu động tỷ giá và thương mại quốc
2012 lực, tỷ giá tế (bao gồm xuất khẩu và nhập
hối đoái thực khẩu) ở các quốc gia trong mẫu
có hiệu lực nghiên cứu ngoại trừ Thỗ Nhĩ
Kỳ, và thậm chí trong trường
hợp của Thổ Nhĩ Kỳ, ảnh hưởng

29
Nghiên cứu
của độ biến động tỷ giá hối đoái
đến thương mại quốc tế hầu như
là rất nhỏ. Tuy nhiên, trong ngắn
hạn, một mối quan hệ nhân quả
Granger giữa độ biến động tỷ giá
hối đoái với xuất khẩu/nhập
khẩu được phát hiện ở Indonesia
và Mexico. Trong trường hợp
Nigeria, mối quan hệ nhân quả
Granger hai chiều giữa độ biến
động tỷ giá hối đoái và xuất
khẩu được tìm thấy trong. Trong
khi đó ở Thỗ Nhĩ Kỳ lại không
tìm thấy mối quan hệ nhân quả
Granger nào giữa các biến số nà

30
CHƢƠNG 3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Luận văn sử dụng dữ liệu được thu thập từ Tổng Cục Thống kê Việt Nam
(GSO), DataStream, Quỹ Tiền Tệ Quốc tế (IMF) trong giai đoạn từ năm 2001 –
2016. Do chỉ số giá nhập khẩu và chỉ số giá xuất khẩu chỉ có sẵn dữ liệu trên
DataStream từ Quý II năm 2001, cho nên để thống nhất giai đoạn nghiên cứu, luận
văn lấy mẫu dữ liệu nghiên cứu là 60 Quý, từ Quý I năm 2002 đến Quý IV năm
2016.
Bảng 3.1. Nguồn dữ liệu luận văn thu thập
Biến Nguồn dữ liệu
Xuất khẩu IMF
Nhập khẩu IMF
GDP GSO
Chỉ số giá xuất khẩu DataStream
Chỉ số giá nhập khẩu DataStream
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực IMF
Tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực IMF
3.2. Mô hình nghiên cứu
Với mục tiêu nghiên cứu xem xét tác động của độ biến động của tỷ giá hối
đoái đến xuất nhập khẩu của Việt Nam trong giai đoạn từ 2002 – 2016, luận văn sử
dụng phương pháp tiếp cận tương tự với phương pháp mà Arize và các cộng sự
(2000), O’Neill (2014) và Asteriou và các cộng sự (2016) đã áp dụng trong nghiên
cứu của các tác giả. Cụ thể phương trình hồi quy được thể hiện như sau:
(1)
(2)
(3)
(4)

31
Trong đó, và lần lượt là logarithm tự nhiên của giá trị xuất khẩu
và nhập khẩu của Việt Nam. là logarithm tự nhiên của tổng sản lượng quốc
nội của Việt Nam. và là logarithm tự nhiên của chỉ số giá xuất
khẩu và nhập khẩu của Việt Nam. và là độ biến động của tỷ giá
hối đoái thực có hiệu lực và tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực. Và là sai số
của mô hình nghiên cứu.
Luận văn đo lường tỷ giá hối đoái cho rỗ hàng hóa chung chứ không phải là
những tỷ giá riêng biệt như USD/VND, EUR/VND… Và luận văn quyết định lựa
chọn chỉ số NEER (Nominal Effective Exchange Rate) – tỷ giá hối đoái danh nghĩa
hiệu lực và chỉ số REER (Real Effective Exchange Rate) – tỷ giá hối đoái thực hiệu
lực để đưa vào trong mô hình. Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực là trung bình có
tỷ trọng của tỷ giá hối đoái danh nghĩa giữa nội tệ và các ngoại tệ, trong khi đó tỷ
giá hối đoái thực có hiệu lực là trung bình tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực được
điều chỉnh theo giá cả tương đối giữa trong nước và quốc tế. Luận văn sử dụng hai
loại tỷ giá này vì nó có thể được xem như là số đo tổng hợp của năng lực cạnh tranh
đối ngoại của quốc gia. Dùng hai loại 2 tỷ giá này phản ảnh đầy đủ tổng thể và toàn
diện hơn vị thế cạnh tranh của hàng hóa trong nước với các đối tác thương mại của
Việt Nam.
Theo đó, NEER và REER được đo lường như sau:
Trong đó:
REER: tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực
NEER: tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực
: Tỷ giá hối đoái của hai đồng tiền trong kỳ thứ t (niêm yết trực tiếp)
: Chỉ số giá hàng hóa ở quốc gia đang so sánh
: Chỉ số giá hàng hóa ở quốc gia đang tính REER

32
: Tỷ trọng thương mại giữa quốc gia đang tính REER (NEER) với quốc gia so
sánh so với tổng giá trị thương mại của quốc gia đang tính REER (NEER) với tất cả
các quốc gia được chọn.
Bên cạnh đó, việc đo lường sự biến động tỷ giá hối đoái không có sự đồng
thuận về tính phù hợp giữa các tài liệu nghiên cứu trước đây (Huchet – Bourdon và
các cộng sự, 2011). Theo các tài liệu trước đây khi xem xét về sự biến động của tỷ
giá hối đoái thì có 03 cách đo lường như sau:
- Độ biến động được đo lường bằng cách tính độ lệch chuẩn của tỷ giá hối
đoái trong 12 tháng trước. Một số nghiên cứu đã đo lường độ biến động bằng cách
này bao gồm Bahmani – Oskooee và các cộng sự (2011), Bahmani – Oskooee và
Mitra (2008).
- Độ biến động được đo lường bằng cách tính độ lệch chuẩn của tỷ giá hối
đoái trong 05 năm trước. Nghiên cứu đã đo lường độ biến động bằng cách này bao
gồm Huchet và các cộng sự (2011).
- Độ biến động được đo lường bằng cách hồi quy từ mô hình ARCH – GARCH.
Nghiên cứu đã đo lường theo cách này bao gồm Doyle (2001), Sauer và Bohara
(2001), Clark và các cộng sự (2004), DeVita và Abbott (2004), và Asteriou và các
cộng sự (2016).
- Trong các cách đo lường này, cách đo lường từ việc hồi quy mô hình ARCH
– GARCH thường được các nghiên cứu trước đây đề cử sử dụng khi đo lường độ
biến động tỷ giá hối đoái. Nguyên nhân chính do mô hình ARCH – GARCH có thể
khắc phục sự thiếu sót của cách sử dụng độ lệch chuẩn của chuỗi dữ liệu để đo
lường độ biến động (Engle, 1982). Cụ thể, mô hình ARCH – GARCH có khả năng
tách biệt các thành phần có thể dự báo được và các thành phần không thể dự báo
được trong quá trình đo lường độ biến động tỷ giá hối đoái và do đó, mô hình
ARCH – GARCH tính toán độ biến động chuẩn xác hơn so với các đo lường độ
lệch chuẩn (Arize và các cộng sự, 2000; Darrat và Hakim, 2000).
- Mặt khác, luận văn cũng thực hiện xem xét việc đo lường độ biến động tỷ
giá hối đoái theo cách hồi quy mô hình ARCH – GARCH như cách mà Asteriou và

33
các cộng sự (2016) đã áp dụng trong nghiên cứu của các tác giả. Kết quả được trình
bày trong bảng 3.1 và bảng 3.2 tương ứng với hai đại diện cho tỷ giá hối đoái là tỷ
giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực.
Bảng 3.1. Kiểm định tính ARCH đối với tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực
Kết quả hồi quy sai số P-value
RESID^2(-1) 0.8395
RESID^2(-2) 0.3890
RESID^2(-3) 0.4894
RESID^2(-4) 0.9360
Kiểm định ARCH P-value
F-statistic 0.8644
Obs*R-squared 0.8502
Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 13.
Dựa vào bảng 3.1 có thể thấy rằng các giá trị p – value của các sai số trong mô
hình hồi quy từ độ trễ 1 đến độ trễ 4 đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 10%. Do đó
có thể thấy rằng không có hiệu ứng ARCH ở các độ trễ này. Ngoài ra, dựa vào giá
trị của kiểm định hiệu ứng ARCH, thì với hai giá trị p-value đều lớn hơn mức ý
nghĩa 10%, thì có thể thấy rằng không tồn tại hệu ứng ARCH đối với biến tỷ giá hối
đoái danh nghĩa có hiệu lực.
Bảng 3.2. Kiểm định tính ARCH đối với tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực
Kết quả hồi quy sai số P-value
RESID^2(-1) 0.1581
RESID^2(-2) 0.5247
RESID^2(-3) 0.6546
RESID^2(-4) 0.4496
Kiểm định ARCH P-value
F-statistic 0.4739
Obs*R-squared 0.4517
Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 13.

34
Dựa vào bảng 3.2 có thể thấy rằng các giá trị p – value của các sai số trong mô
hình hồi quy từ độ trễ 1 đến độ trễ 4 đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 10%, do đó
có thể thấy rằng không có hiệu ứng ARCH ở các độ trễ này. Ngoài ra, dựa vào giá
trị của kiểm định hiệu ứng ARCH, thì với hai giá trị p-value đều lớn hơn mức ý
nghĩa 10%, thì có thể thấy rằng không tồn tại hệu ứng ARCH đối với biến tỷ giá hối
đoái thực có hiệu lực.
Do đó, luận văn không thể đo lường theo cách đo lường từ mô hình ARCH –
GARCH. Cho nên luận văn sử dụng phương pháp đo lường độ biến động bằng cách
tính độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái ở 12 tháng trước, lý do bài nghiên cứu sử
dụng cách tính này là vì ở Việt Nam các chính sách về tỷ giá thường thay đổi trong
ngắn hạn nên tính theo phương pháp này sẽ phù hợp với tình hình thực tế của dữ
liệu.
Bảng 3.3. Mô tả các biến
Biến Ký hiệu Mô tả Nguồn dữ liệu
Nhập khẩu lnIM
Logarithm tự nhiên của Quỹ Tiền Tệ
nhập khẩu Việt Nam Quốc tế (IMF)
Xuất khẩu lnEX
Logarithm tự nhiên của Quỹ Tiền Tệ
xuất khẩu Việt Nam Quốc tế (IMF)
Logarithm tự nhiên của Tổng Cục
Thu nhập nội địa lnGDP tổng sản lượng nội địa Việt Thống kê Việt
Nam Nam (GSO)
Chỉ số giá nhập khẩu IMP
Chỉ số giá nhập khẩu của
DataStream
Việt Nam
Chỉ số giá xuất khẩu EXP
Chỉ số giá xuất khẩu của
DataStream
Việt Nam
Tỷ giá hối đoái danh
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa
Quỹ Tiền Tệ
NEER của Việt Nam so với 20 đối
nghĩa có hiệu lực Quốc tế (IMF)
tác thương mại lớn nhất của

35
Biến Ký hiệu Mô tả Nguồn dữ liệu
Việt Nam
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa
Tỷ giá hối đoái thực
của Việt Nam so với 20 đối
Quỹ Tiền Tệ
REER tác thương mại lớn nhất của
có hiệu lực Quốc tế (IMF)
Việt Nam được điều chỉnh
chỉ số giá tiêu dùng
Độ biến động của tỷ Độ lệch chuẩn của tỷ giá
Quỹ Tiền Tệ
giá hối đoái danh NeerVol hối đoái danh nghĩa có hiệu
Quốc tế (IMF)
nghĩa có hiệu lực lực
Độ biến động của tỷ
Độ lệch chuẩn của tỷ giá Quỹ Tiền Tệ
giá hối đoái thực có ReerVol
hối đoái thực có hiệu lực Quốc tế (IMF)
hiệu lực
3.3. Phƣơng pháp ƣớc lƣợng
Dữ liệu luận văn sử dụng là dạng dữ liệu chuỗi thời gian theo quý từ năm 2002
đến năm 2016. Bên cạnh đó, đối với dữ liệu chuỗi thời gian, kiểm định tính dừng
chuỗi thời gian là việc hết sức cần thiết phải được thực hiện trước khi tiến hành hồi
quy. Bởi lẽ nếu biến số trong luận văn không dừng ở bậc gốc thì khi ước lượng tại
chuỗi gốc sẽ có thể đưa ra kết quả bị chệch, nguyên nhân do một chuỗi thời gian
được cho là dừng thì phải đảm bảo đồng thời các giả định sau:

Kỳ vọng của chuỗi thời gian không đổi



Phương sai của chuỗi thời gian là không đổi



Hiệp phương sai của chuỗi thời gian là không đổi

Cho nên nếu một trong ba giả định này không được thỏa, thì chuỗi thời gian
đang được kiểm định sẽ không dừng. Nói cách khác, kết quả từ việc ước lượng các
chuỗi không dừng sẽ gây ra vấn đề kết quả hồi quy chệch (bias) đi so với kết quả
thực có thể đạt được.
Tuy nhiên, các tài liệu nghiên cứu kinh tế một nhược điểm của việc kiểm định
tính dừng trong chuỗi dữ liệu thời gian đó chính là độ tin cậy rất thấp. Do đó, để

36
giải quyết vấn đề này, Pesaran và Shin (1999) và Shin và các cộng sự (2001) đã đề
xuất phương pháp tiếp cận kiểm định biên tự hồi quy và phân phối độ trễ, hay còn
gọi là kiểm định biên ARDL. Nhìn chung, cách tiếp cận bằng kiểm định biên ARDL
có những ưu điểm sau:
Thứ nhất, phương pháp này yêu cầu quy mô mẫu nhỏ hơn so với các phương
pháp kiểm định đồng liên kết theo các phương pháp khác;
Thứ hai, nếu kiểm định nghiệm đơn vị được xem là một bước cần thiết trong
các phương pháp kiểm định đồng liên kết khác, thì trong phương pháp này là không
cần thiết và có thể bỏ qua, các biến có thể tích hợp tại bậc 0 hoặc bậc 1. Mối quan
hệ dài hạn được kiểm định dựa trên hai giá trị biên. Trong đó, biên dưới là điểm giới
hạn mà tất cả các biến đều tích hợp ở bậc 0 (I(0)) và biên trên là điểm giới hạn mà
tất cả các biến đều tích hợp ở bậc 1 (I(1)).
Thứ ba, phương pháp tiếp cận ARDL cung cấp các kết quả ước lượng dài hạn
không thiên lệch nếu một số các hồi quy mô hình là nội sinh.
Thứ tư, phương pháp này cung cấp một phương pháp đánh giá tác động trong
ngắn hạn cũng như trong dài hạn của một biến lên biến khác một cách đồng thời và
nó cũng tách biệt tác động ngắn hạn và dài hạn
Theo Giles (2013), các giai đoạn khi thực hiện kiểm định biên ARDL có thể
chia thành hai giai đoạn chính như sau:
Giai đoạn 1: Kiểm định tính đồng liên kết
Trong giai đoạn 1 này, để có thể kiểm định tính đồng liên kết của các biến số
trong mô hình nghiên cứu, luận văn tiến hành thực hiện 3 bước chính sau:
Bƣớc 1: Kiểm định nghiệm đơn vị để chắc chắn rằng không có biến nào tích
hợp ở bậc 2. Bởi vì hồi quy có thể là giả mạo nếu các biến dừng ở vi phân bậc 2.
Bƣớc 2: Ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số không giới hạn ARDL-UECM
sau bằng phương pháp OLS

37
(2)
Trong đó: , , , là hệ số trong ngắn hạn. là các số nhân dài hạn, là
sai số, và k, l, m, và n là độ trễ tối đa mà ta đưa vào mô hình.
Mô hình trên tương tự như một mô hình ECM thông thường, nhưng có số hệ số
không hạn chế, vì vậy mô hình trên được gọi là ECM không hạn chế, hay theo ngôn
ngữ của Pesaran (2001) là mô hình ECM có điều kiện.
Do dữ liệu nghiên cứu được sử dụng trong luận văn này là dữ liệu theo quý, do
đó, theo sự đề nghị của Pesaran và Pesaran (2009), độ trễ tối đa là 4. Liên quan đến
về vấn đề này, Giles (2013) đã tiến hành chọn độ trễ lớn nhất của biến tự hồi quy
bằng kỹ thuật VAR dựa trên việc thử nghiệm lần lượt các biến phụ thuộc với những
độ trễ k, l, m và n khác nhau, cuối cùng tác giả đi đến kết luận giống như những gì
Pesaran và Pesaran (2009) đã gợi ý trước đó. Cho nên, sau khi xác định được độ trễ
tối ưu này, luận văn tiến hành hồi quy mô hình lần lượt theo các độ trễ này.
Bƣớc 3: Thực hiện kiểm định F xét ý nghĩa của các số nhân dài hạn.
Giả thuyết H0 của kiểm định cho thấy không tồn tại mối quan hệ dài hạn
được biểu thị như sau:
H0: π1=π2= π3 = π4 = π5= 0
H1: π1 ≠0 hoặc π2 ≠0 hoặc π3 ≠0 hoặc π4 ≠ 0 hoặc π5 ≠ 0
Sau đó, luận văn sẽ so sánh giá trị kiểm định F-statistic với bảng giá trị tới hạn
do Pesaran (2001) tính toán. Bảng giá trị tới hạn này được tính toán dựa trên số
lượng các biến hồi quy và các giá trị định trước được đưa vào mô hình. Có hai mức
giá trị biên, hay còn được là giới hạn trên và giới hạn dưới. Giới hạn dưới thể hiện
mức giá trị tới hạn trong trường hợp giả định tất cả các biến hồi quy đều tích hợp ở
bậc 0, hay I(0), trong khi đó giới hạn trên được tính toán với giả định tất cả các

Ảnh Hưởng Của Biến Động Tỷ Giá Lên Thương Mại Quốc Tế Ở Việt Nam.doc

Ảnh Hưởng Của Biến Động Tỷ Giá Lên Thương Mại Quốc Tế Ở Việt Nam.doc

Recommended

Recommended

More Related Content

Similar to Ảnh Hưởng Của Biến Động Tỷ Giá Lên Thương Mại Quốc Tế Ở Việt Nam.doc

Similar to Ảnh Hưởng Của Biến Động Tỷ Giá Lên Thương Mại Quốc Tế Ở Việt Nam.doc (20)

More from Dịch vụ viết đề tài trọn gói Liên hệ ZALO/TELE: 0973.287.149

More from Dịch vụ viết đề tài trọn gói Liên hệ ZALO/TELE: 0973.287.149 (20)

Recently uploaded

Recently uploaded (20)

Ảnh Hưởng Của Biến Động Tỷ Giá Lên Thương Mại Quốc Tế Ở Việt Nam.doc