Một đặc trưng quan trọng của et là một biến chuỗi có giá trị trung bình nhỏ và không có xu hướng lớn dần hay nhỏ dần theo thời gian. Vì vậy, nếu biến chuỗi sai số này là biến ngẫu nhiên thì giá trị trung bình ước ính sẽ bằng 0 và có cùng phương sai. Một biến chuỗi sai số với đặc tính này được gọi là biến chuỗi tĩnh (Stationary Time Series). Biến chuỗi tĩnh là khái niệm cơ bản và quan t rọng
trong lý thuyết Đồng liên kết. Vì thế, trong khi ước lượng các tham số hoặc kiểm
định giả thiết của các mô hình, nếu không kiểm định thuộc tính này của biến
chuỗi thì các kỹ thuật phân tích thông thường (chẳng hạn như kỹ thuật OLS) sẽ
không còn chính xác và hợp lý.
33 trang |
Chia sẻ: maiphuongdc | Lượt xem: 5777 | Lượt tải: 1
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Đề tài Mối liên hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại tại Việt Nam, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƢƠNG
---------o0o---------
Công trình dự thi Cuộc thi
Sinh viên nghiên cứu khoa học trƣờng Đại học Ngoại thƣơng 2010
Nhóm ngành:XH1a
Hà Nội, tháng 7/2010
1
............................................................................................................................. 0
.................................................................................................................. 3
..... 6
1.1. ..................................................................... 6
.............................................................................. 6
............................................................................... 6
1.2. .............................................. 8
1.2.1. ................................................................ 8
1.2.2. ..................................................... 8
1.2.3. ....................................... 9
.................................................................. 10
1.3. ................... 11
1.3.1. ............................................................................. 12
1.3.2. ............................................................ 14
đoạn 1999 tới nay ........................................................................................................... 17
............. 17
................................................................................................................. 20
.......................................................................................... 20
............................................................................................. 21
..................................................................................................................... 26
..................................................................... 26
................... 27
2
............................................................ 29
.................................................................................................................... 32
3
Tỷ giá hối đoái, hiểu theo nghĩa chung nhất, là giá cả của một đồng tiền
được biểu hiện thông qua đồng tiền khác, còn cán cân thương mại là chênh lệch
giữa kim ngạch xuất khẩu và kim ngạch nhập khẩu của một quốc gia. Tỷ giá hối
đoái có ảnh hưởng trực tiếp đến hoạt động xuất, nhập khẩu. Vì thế, đây là một
trong những công cụ quan trọng nhằm điều tiết cán cân thương mại theo như
mục tiêu đã định trước. Ngược lại, sự thặng dư hay thâm hụt cán cân thương mại
sẽ làm thay đổi cung cầu ngoại tệ trên thị trường, từ đó tác động lên tỷ giá hối
đoái. Như vậy, cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái có mối liên hệ mật thiết và
qua lại với nhau, đòi hỏi chúng ta phải xem xét vấn đề này trên góc độ hai chiều.
4
Real exchange rate
and trade balance relationship: an empirical study on Malaysia” –
-
-
-
5
-
4. Phƣơng p
Phạm vi nghiên cứu của đề tài là mối liên hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại
Việt Nam trong khoảng thời gian từ năm 1999 đến nay.
CCTM
giai đoạn 1999 tới nay
6
1.1.
depreciation
appreciation):
change rate)
Theo PGS. TS. (exchange rate
mechanism)
7
8
1.2.
1.2.1.
1.2.2.
ng dư CCTM:
Trạng thái này thường được coi là có lợi cho nền kinh tế, vì nền
kinh tế nội địa nhận được thanh toán ròng từ nước ngoài, dẫn đến sự gia tăng của
tổng thu nhập, đặc biệt là tiêu dùng, tiết kiệm, đầu tư và doanh thu thuế.
Thâm hụt CCTM: xảy ra khi giá trị nhập khẩu của một nền kinh tế vượt
quá giá trị xuất khẩu, hay xuất khẩu ròng âm. Đây thường được coi là trạng thái
không có lợi, vì nó có nghĩa là nền kinh tế nội địa phải thanh toán ròng cho khu
vực nước ngoài, dẫn tới sự suy giảm tổng thu nhập, và các thước đo khác trong
nền kinh tế, đặc biệt là tiêu dùng, tiết kiệm, đầu tư và doanh thu thuế.
9
CCTM cân bằng: là trạng thái của CCTM khi giá trị xuất khẩu đúng bằng
giá trị nhập khẩu.
1.2.3.
TB = X – IM (1)
I
TB = X(Y
*
, RER) – IM(Y, RER) (2)
(3)
P
*
TB = X(Y
*
, EP
*
/P) – IM(Y*, EP*/P) (4)
10
,
kh
giảm sức cạn
11
v
1.3.
TBt = β1 + β2 RERt + β3 Yt + β4 Y*t + et (5)
Yt Y*t
12
TBt = β1 + β2 RERt + et (6)
(Error correction
model).
1.3.1.
–
(P –
– – –
Ng Yuen Ling, Real exchange rate and Trade
balance relationship: an empirical study on Malaysia, Universiti Tunku Abdul
Rahman, Malaysia, 2008)
TBt RERt
et = TBt + β2 RERt (7)
et unhiên.
Nhiễu ngẫu nhiên hình thành từ nhiều nguyên nhân:
13
- Bỏ sót biến giải thích.
- Sai số khi đo lường biến phụ thuộc.
- Các tác động không tiên đoán được.
- Dạng hàm hồi quy không phù hợp.
Một đặc trưng quan trọng của et là một biến chuỗi có giá trị trung bình
nhỏ và không có xu hướng lớn dần hay nhỏ dần theo thời gian. Vì vậy, nếu biến
chuỗi sai số này là biến ngẫu nhiên thì giá trị trung bình ước ính sẽ bằng 0 và có
cùng phương sai. Một biến chuỗi sai số với đặc tính này được gọi là biến chuỗi
tĩnh (Stationary Time Series). Biến chuỗi tĩnh là khái niệm cơ bản và quan trọng
trong lý thuyết Đồng liên kết. Vì thế, trong khi ước lượng các tham số hoặc kiểm
định giả thiết của các mô hình, nếu không kiểm định thuộc tính này của biến
chuỗi thì các kỹ thuật phân tích thông thường (chẳng hạn như kỹ thuật OLS) sẽ
không còn chính xác và hợp lý.
Nếu các biến sử dụng là biến tĩnh liên kết cùng bậc thì tiến hành
phương pháp hồi quy với phương trình (6)
(OLS)
. Nếu phần dư là một
biến chuỗi tĩnh thì hai biến số trong mô hình là đồng liên kết. Từ đó phân tích kết
quả mô hình.
14
1.3.2.
ECM được áp dụng cho bất cơ mô hình nào mà trực tiếp ước lượng tỷ lệ
thay đổi của Yt về trạng thái cân bằng vơi sau khi Xt thay đổi. Mô hình EC
t trong dài hạn chịu tác
động chặt chẽ của Xt trong dài hạn, và sự thay đổi trong ngắn hạn của Yt là do độ
lệch từ những thay đổi cân bằng dài hạn. Dưới đây là một mô hình ECM:
(8)
Trong đó Δ đại diện cho sự thay đổi sau 1 kỳ, ví dụ: ΔYt= Yt – Yt-1. Như chúng ta
thấy, mô hình sử dụng sự sai lệch cả ở biến độc lập và biến phụ thuộc. Sự xuất
hiện của yếu tố thứ hai rằng X và Y có mối
quan hệ cân bằng trong dài hạn. Đặc biệt hơn, chúng ta biết rằng bất cứ sự thay
đổi nào của Yt là tổng hòa của 2 yếu tố: (i) Sự tác động ngắn hạn của Xt lên Yt
(ii) sự tác động dài hạn của sai số với giá trị cân bằng trong kỳ t được điều chỉnh
trong mỗi kỳ bởi tỷ lệ γ. Do đó,
β0 thể hiện mối quan hệ ngắn hạn (short – run relationship) giữ
ΔY thay đổi lập tứ
ếu X tăng 1 đơn vị trong chu kỳ t. thì Y và ΔY tăng β0
đơn vị trong kỳ t
, γ cho chúng
ta biết
15
ADL
:
Yt = β0 Xt + β1 Xt−1 + ρYt-1 + vt (9)
Trừ cả 2 vế cho Yt-1:
∆Yt = β0 Xt + β1 Xt−1 + (ρ − 1)Yt-1 + vt (10)
Thay
∆Yt = β0 Xt + β1 Xt-1 + γYt−1 + νt (11)
∆Xt = Xt − Xt−1, do đó, Xt = ∆Xt + Xt−1.
Thay vào Xt, ta đƣợc
∆Yt = β0 ∆Xt + β0 Xt−1 + β1 Xt−1 + γYt−1 + νt
= β0 ∆Xt + (β0 + β1 )Xt−1 + γYt−1 + νt (12)
Thay β2 = β0 + β1, ta được:
∆Yt = β0 ∆Xt + β2 Xt−1 + γYt−1 + νt (13)
Chúng ta Yt-1-Xt-1, do đó
(14)
Do đó, ECM có thể viết thành
(15)
Trong đó, = và γ= ρ-1. Nói cách khác, mô
(16)
Có thể viết lại theo ECM như sau:
ρ-1)[ ) (17)
16
= ρ-1)[ ) (18)
– Granger trong
Stata
quy TB, RER (6)
TBt = β1 + β2RERt + et
et = TBt - β1 - β2RERt
∆TBt = α + α1∆ RERt-1 + et-1 (19)
α 1 t (short
run effect) t t
17
Nam giai đoạn 1999 tới nay
2.1.
18
Gi – 2006:
– –
như sau:
:
–
:
,
19
Biểu đồ thể hiện sự biến động của XK và NK
11541.414482.715029.2
16706.120149.3
26485
32447.1
39826.2
48561.3
62628
56149
11742.1
15636.516217.9
19745.6
25255.8
31968.8
36761.1
44891.1
62682.2
79681
69440
0
20000
40000
60000
80000
100000
120000
140000
160000
1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009
Năm
Giá
tr
ị
NK
XK
– 2009:
i.
20
TG kỳ vọng = (% thay đổi tỷ giá RER) x (TG danh nghĩa tại thời điểm t) +
(TG danh nghĩa tại thời điểm t).
PGS. TS. Nguyễn Văn Tiến. Tỷ giá thực và tác động của nó đến
cán cân thương mại, Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế, số 12 (2003))
:
Bloomberg.com
: vcb.com.vn
21
gso.com.vn
rateinflation.com
3
–
Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 45
---------- Interpolated Dickey-Fuller ---------
Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical
Statistic Value Value Value
------------------------------------------------------------------------------
Z(t) . -3.430 -2.860 -2.570
------------------------------------------------------------------------------
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 1.0000
22
Phillips-Perron test for unit root Number of obs = 45
Newey-West lags = 12
---------- Interpolated Dickey-Fuller ---------
Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical
Statistic Value Value Value
------------------------------------------------------------------------------
Z(rho) . -29.500 -21.800 -18.300
Z(t) . -3.960 -3.410 -3.120
------------------------------------------------------------------------------
MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 1.0000
5%,
(6)
TB = - 27875.43 + 216.887 RER + et (20)
regress tb rer
Source | SS df MS Number of obs = 45
-------------+------------------------------ F( 1, 43) = 21.19
Model | 291139778 1 291139778 Prob > F = 0.0000
Residual | 590687202 43 13736911.7 R-squared = 0.3302
-------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.3146
Total | 881826980 44 20041522.3 Root MSE = 3706.3
------------------------------------------------------------------------------
tb | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
-------------+----------------------------------------------------------------
rer | 216.887 47.11154 4.60 0.000 121.8775 311.8965
_cons | -27875.43 5299.093 -5.26 0.000 -38562.06 -17188.79
------------------------------------------------------------------------------
23
t
t
:
TB = - 27875.43 + 216.887 RER (21)
– :
∆TBt = α + α1∆ RERt-1 + et-1
t
α1 = -1.3 ,
Augmented Dickey-Fuller test for unit root Number of obs = 45
----------- Z(t) has t-distribution ----------------
Test 1% Critical 5% Critical 10% Critical
Statistic Value Value Value
-----------------------------------------------------------------------------------
Z(t) -3.378 -2.453 -1.696 -1.309
-----------------------------------------------------------------------------------
p-value for Z(t) = 0.0010
24
. vec TB RER, trend(constant) lags(3)
Vector error-correction model
Sample: 1999q1 2010q1 No. of obs = 45
AIC = 20.79052
Log likelihood = -371.6246 HQIC = 20.99006
Det(Sigma_ml) = 1815847 SBIC = 21.35652
Equation Parms RMSE R-sq chi2 P>chi2
D_TB 6 1420.27 0.4944 30.30864 0.0000
D_RER 6 1.69819 0.4266 23.06307 0.0008
Coef. Std.Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]
D.TB
_cel
L1.
TB
LD.
L2D
RER
LD.
L2D
_cons
-1.310235
.4371088
.5043217
338.3389
-182.4344
-.0004658
.3618894
.272743
.1808704
164.4977
163.2782
261.4386
-3.34
1.60
2.79
2.06
-1.12
-0.00
0.001
0.109
0.005
0.040
0.264
1.000
-1.919726 -.5011452
-.0974576 .9716752
.1498222 .8588211
15.92927 660.7485
-502.4538 137.585
-512.4108 512.4099
D.RER
_cel
L1.
TB
LD.
L2D
RER
LD.
L2D
_cons
.
0009504
-.0004121
-.0002716
.3047894
-.2782
-.593324
.0004327
.0003261
.0002163
.1966874
.1952293
.3125983
2.20
-1.26
-1.26
1.55
-1.42
-1.90
0.028
0.206
0.209
0.121
0.154
0.058
.0001023 .0017985
-.0010512 .0002271
-.0006954 .0001523
-.0807109 .6902898
-.6608424 .1044424
-1.206005 .0193573
25
:
cân t )
2
= 0.3302 (R
2
–
REER –
26
27
Hiện này, các mặt hàng xuất khẩu chủ lực của Việt Nam bao gồm:
gạo, cà phê,
28
sinh, kháng sinh, quy cách hàng hoá…ngay cả gạo khi xuất khẩu sang
thị trường Indonesia, Philippin, Trung Đông, Châu Phi, mặc dù giá gạo có
tăng nhưng khối lượng và
cao chất lượng.
tranh của hàng hoá về
trông chờ vào phá giá nội tệ để kích thích xuất khẩu thì doanh nghiệp có tư
tưởng ỷ lại không chủ động nâng cao năng lực cạnh tranh trên thị trường quốc
tế. Bởi vậy chính sách điều hành tỷ giá trong thời gian tới không nên hướng
phá giá VND mạnh, song vẫn cần tiếp tục duy trì để tỷ giá VND/USD không bị
giảm giá quá mạnh
Phát triển ngành công nghiệp phụ trợ
29
– 20% (ng : vneconomy.vn)
h phức tạp
của việc sử dụng mô hình kinh tế lượng, sau đây xin trình bày một mô hình được
đề cập trong nghiên cứu của Kevin Clinton. Khi xem xét tác động qua lại giữa 3
biến số: giá cả hàng hoá, tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch giá xuất nhập khẩu,
Kevin đưa ra một hệ các phương trình sau:
30
- Phương trình xác định giá xuất khẩu:
px = Φ(pcom* + pfx)+δp+(1-Φ-δ)pg (1)
- Phương trình xác định giá nhập khẩu:
pm = pfx+δp*+(1-δ)pg* (2)
- Phương trình xác định chênh lệch giá xuất nhập khẩu:
px-pm = Φ(pcom*- pg*)+(1-Φ)[pg-pg*-pfx]+δ[(p*- pg*)-(p-pg)] (3)
- Cải biến phương trình (3), phản ánh mối quan hệ giữa chênh lệch giá xuất nhập
khẩu và tỷ giá thực được đo bởi chỉ số giảm phát GDP sẽ được phương trình (4)
dưới đây:
px-pm = Φ(pcom*- pg*)+(1-Φ)[p-p*-pfx]+(1-Φ-δ)[(p*- pg*)-(p-pg)] (4)
Trong đó:
+ *: biến nước ngoài được đánh giá bằng ngoại tệ
+ px: giá xuất khẩu hàng hoá
+ pm: giá nhập khẩu hàng hoá
+ pcom*: giá thế giới của các hàng hoá là tài nguyên cơ bản
+ pfx: giá ngoại tệ
+ p: chỉ số giảm phát GDP
31
+ pg: giá các hàng hoá thành phẩm
+ Φ: tỷ trọng giá hàng hoá thế giới trong tổng giá xuất khẩu
+ δ: tỷ trọng chi phí dịch vụ được yêu cầu để chuyển hàng thành phẩm và
nguyên liệu nội địa thành hàng xuất khẩu.
+ 1-Φ-δ: tỷ trọng giá hàng hoá thành phẩm
+ Tất cả các biến trong các phương trình trên đều ở dưới dạng % thay đổi (hoặc
sai phân bậc 1 của giá trị logarit).
Nghiên cứu này phát biểu rằng trong một nền kinh tế phụ thuộc hoàn toàn thì
ảnh hưởng của giá hàng xuất khẩu của nó tới giá cả thế giới là quá nhỏ, chênh
lệch giá xuất nhập khẩu chỉ được xác định bởi các biến nước ngoài: Φ=1 và δ=0.
Nói cách khác, các tỷ trọng δ và (1-Φ-δ) phản ánh mức độ ảnh hưởng mà một
quốc gia có được đối với giá xuất khẩu (“quyền lực thị trường”).
-
-
32
,
–
Các file đính kèm theo tài liệu này:
- Mối liên hệ giữa Tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại tạii Việt Nam - ĐH Ngoại thương 2010.pdf