Tác động tỷ giá hối đoái và thu nhập quốc dân đến cán cân thương mại: Tiếp cận theo mô hình VECM

PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014
Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
22
1. Giới thiệu
Các phân tích thực nghiệm về 
ảnh hưởng của việc thay đổi tỷ giá 
hối đoái đến CCTM ở các nước đã 
và đang phát triển đang được tiến 
hành bằng cả hai mô hình hồi quy 
trên dữ liệu bảng của nhiều quốc 
gia và cho từng quốc gia. Mặc dù 
đã có rất nhiều lý thuyết và các 
nghiên cứu thực nghiệm về tác 
động của việc thay đổi tỷ giá hối 
đoái lên CCTM, vẫn còn tồn tại 
đáng kể những bất đồng quan điểm 
liên quan đến các mối quan hệ giữa 
những biến số kinh tế và sử dụng 
phá giá tiền tệ như một công cụ cho 
việc tăng trưởng CCTM của một 
quốc gia. Do đó, sự ảnh hưởng của 
việc thay đổi tỷ giá hối đoái trên 
CCTM phải được đánh giá trên 
cả hai phương diện phân tích định 
tính và thực nghiệm.
Mục đích của bài viết này là 
kiểm tra các mối quan hệ giữa 
CCTM và tỷ giá hối đoái thực tại 
VN trong thương mại song phương 
với ba nước châu Á gồm Trung 
Quốc, Nhật, Hàn Quốc và hai đối 
tác khác gồm Mỹ và Liên minh 
châu Âu (EU) trong giai đoạn từ 
tháng 1/2000 đến tháng 7/2012. 
Nghiên cứu phân tích theo lý 
thuyết đồng liên kết và mô hình 
vector hiệu chỉnh sai số (VECM). 
Phân tích này giúp nghiên cứu tác 
động của các cú sốc tỷ giá hối đoái 
đối với CCTM và xác định liệu 
có tồn tại đường cong chữ J trong 
CCTM của VN với các đối tác 
thương mại lớn của mình.
Phần còn lại của bài viết này 
được bố cục như sau: Trong phần 
2, chúng tôi sẽ nêu một cách tóm 
lược các nghiên cứu gần đây. Phần 
3 trình bày dữ liệu và giới thiệu 
mô hình nghiên cứu. Phần 4 trình 
bày các kiểm định ban đầu và kết 
quả thực nghiệm ảnh hưởng của 
các yếu tố vĩ mô đến CCTM song 
phương của VN trong giai đoạn 
2000–2012. Cuối cùng là kết luận 
nghiên cứu.
2. Tóm lược các nghiên cứu gần 
đây
Trong những năm gần đây, các 
tác giả của nhiều nước trên thế giới 
đã có nhiều nghiên cứu về CCTM. 
Họ tập trung vào việc đo lường ảnh 
hưởng của các nhân tố vĩ mô tác 
động như thế nào đến CCTM, phổ 
biến là đo lường ảnh hưởng của tỷ 
giá hối đoái thực đa phương, thu 
nhập quốc dân thực trong nước 
Tác động tỷ giá hối đoái và thu nhập 
quốc dân đến cán cân thương mại: 
Tiếp cận theo mô hình VECM
NGuyễN Hữu TuấN & NGuyễN HuỳNH MiNH NGuyệT
Mai DiễM PHươNG & DươNG THảo NGuyêN
Đỗ THaNH Hà & LâM NGọC PHươNG THảo
Trường Đại học Kinh tế Tài chính TP.HCM
Mục tiêu của nghiên cứu này là đo lường ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái và thu nhập quốc dân ảnh hưởng đến cán cân thương mại (CCTM )song phương giữa VN và các đối tác thương mại lớn và mô phỏng 
đường cong chữ J của VN. Các biến số vĩ mô trong mô hình nghiên cứu bao gồm tỷ 
giá thực song phương, thu nhập quốc dân thực của VN và thu nhập quốc dân thực 
của các đối tác thương mại. Nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích đồng liên 
kết của Jonhansen (1990) để đo lường mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Kết quả 
phân tích cho thấy CCTM song phương đồng biến với tỷ giá hối đoái thực song 
phương. Kỹ thuật IRF cho thấy không có đường cong chữ J của CCTM song phương 
giữa VN với các đối tác thương mại lớn.
Từ khóa: Cán cân thương mại, đường cong chữ J, tỷ giá hối đoái, phá giá nội 
tệ, VECM. 
Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
23
(GDP) và thu nhập quốc dân thực 
của các đối tác thương mại. Dưới 
đây, bài viết giới thiệu một vài 
nghiên cứu điển hình về CCTM 
của một số quốc gia.
Sugema (2005) nghiên cứu 
ảnh hưởng của phá giá tỷ giá hối 
đoái thực và các cú sốc xuất khẩu 
và nhập khẩu trong nền kinh tế 
Indonesia. Dữ liệu hàng quý trong 
khoảng thời gian từ 1984 đến 
1997. Tác giả sử dụng phương 
pháp bình phương bé nhất (OLS)
và mô hình hiệu chỉnh sai số ECM 
(Error Correction Model). Kết quả 
cho thấy CCTM của Indonesia có 
thể được cải thiện bằng cách phá 
giá nội tệ. Nghiên cứu cũng tìm 
thấy cải thiện CCTM phần lớn có 
nhiều khả năng đến từ nhập khẩu 
vì nhập khẩu gần như là tương đối 
nhạy cảm đối với tỷ giá hối đoái.
Olugbenga Onafowora (2003) sử 
dụng mô hình VECM để phân tích 
hiệu ứng đường cong chữ J của 
3 nước là Thái Lan, Indonesia và 
Malaysia với các đối tác thương 
mại là Mỹ và Nhật. Kết quả đã cho 
thấy có mối quan hệ cùng chiều 
giữa tỷ giá hối đoái và CCTM 
trong dài hạn đối với tất cả các 
trường hợp. Nghiên cứu cho thấy 
tồn tại hiệu ứng đường cong chữ 
J thấy trong quan hệ thương mại 
song phương giữa Indonesia và 
Malaysia với cả Mỹ và Nhật, giữa 
Thái Lan với Mỹ. Trong quan hệ 
Thái - Nhật, lại có những diễn biến 
ngược lại, sau khi phá giá xảy ra 
trong thời gian đầu CCTM đã có 
những cải thiện nhưng trở nên tồi 
tệ hơn sau đó. Mô hình này không 
hỗ trợ giả thuyết hiệu ứng đường 
cong chữ J nhưng lại phù hợp với 
giả thuyết mô hình đường cong chữ 
S. Aurangzeb& Khola Asif (2012) 
đã nghiên cứu so sánh tác động của 
6 biến vĩ mô lên cán cân tài khoảng 
vãng lai giữa giữa 3 quốc gia Châu 
Âu (Ý, Pháp, Đức) và 4 quốc gia 
châu Á (Nhật, Ấn Độ, Bangladesh, 
Pakistan). Trong bài này, tác giả sử 
dụng phương pháp hồi quy OLS để 
nghiên cứu thực nghiệm. Kết quả 
cho thấy, tất cả các biến vĩ mô được 
khảo sát đều có ý nghĩa quan trọng 
đối với cán cân vãng lai của các 
quốc gia, ngoại trừ 2 trường hợp 
là lạm phát ở Pakistan và thu nhập 
ở Bangladesh đã không tác động 
đáng kể vào tài khoản vãng lai. 
Nghiên cứu còn chứng minh được 
rằng tài khoản vãng lai có một mối 
quan hệ cùng chiều với GDP của 
các quốc gia. Chun–Hsuan Wang 
và các cộng sự (2012) nghiên cứu 
về ảnh hưởng của việc phá giá đồng 
nhân dân tệ đối với cán cân thương 
mại song phương với 18 đối tác 
thương mại chính của Trung Quốc. 
Tác giả quan sát dữ liệu giai đoạn 
2005-2009. Kết quả cho thấy, trong 
dài hạn, tỷ giá hối đoái thực song 
phương có mối tương quan dương 
với CCTM song phương giữa 
Trung Quốc và hầu hết các nước 
đối tác chính.
Trong nước, hai tác giả Phan 
Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào 
(2007) nghiên cứu các hiệu ứng 
ngắn hạn và dài hạn của tác động 
của tỷ giá đến CCTM bằng cách sử 
dụng lý thuyết đồng liên kết và mô 
hình cơ chế hiệu chỉnh sai số. Kết 
quả hồi quy cho thấy trong dài hạn 
tỷ giá thực đa phương có tác động 
tích cực đến cán cân thương mại, 
hệ số tương quan được tìm thấy là 
0,70. Phạm Hồng Phúc (2009) đo 
lường tác động của tỷ giá thực đến 
hoạt động xuất nhập khẩu. Tác giả 
sử dụng số liệu từ nhiều nguồn khác 
nhau và chọn kỳ gốc là Quý 1 năm 
1999 để tính tỷ giá thực đa phương. 
Theo tác giả sự biến động của tỷ số 
xuất khẩu trên nhập khẩu chịu sự 
tác động cùng chiều của tỷ giá thực 
đa phương trong khi thu nhập thực 
các quốc gia đối tác thương mại 
có tác động ngược chiều. Nguyễn 
Hữu Tuấn (2011) nghiên cứu mối 
quan hệ giữa CCTM với các biến 
số vĩ mô. Tác giả cũng sử dụng 
kỹ thuật đồng liên kết và mô hình 
VECM. Kết quả nghiên cứu tìm 
thấy CCTM có quan hệ cùng chiều 
với thu nhập quốc dân thực và chỉ 
số giá tiêu dùng của đối tác thương 
mại. CCTM có quan hệ ngược 
chiều với tỷ giá hối đoái thực đa 
phương, thu nhập quốc dân thực, 
chỉ số giá tiêu dùng và quy mô 
vốn đầu tư nước ngoài. Ngoài ra 
một số tác giả khác như Trần Hồng 
Hà (2011), Hà Thị Thiều Dao & 
Phạm Thị Tuyết Trinh (2010) cũng 
nghiên cứu về ảnh hưởng của tỷ giá 
hối đoái thực đến cán cân thương 
mại VN
Trong nước, chúng tôi chưa tìm 
thấy các nghiên cứu thực nghiệm 
chuyên sâu về mối quan giữa 
CCTM song phương giữa VN 
với các đối tác thương mại và mô 
phỏng hiệu ứng đường cong chữ J 
giữa VN với từng đối tác thương 
mại. Đây là khoảng trống nên có 
nghiên cứu để bổ sung. Đây chính 
là động cơ để chúng tôi thực hiện 
nghiên cứu này. Các phần tiếp theo 
chúng tôi trình bày mô hình nghiên 
cứu và các kết quả thực nghiệm.
3. Dữ liệu và mô hình nghiên 
cứu
Dựa vào số liệu thống kê của 
Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF), Tổ 
chức Hợp tác và Phát triển (OECD), 
Ngân hàng Phát triển châu Á (ADB) 
và Tổng cục Thống kê VN (GSO), 
chúng tôi thực hiện mô hình tương 
tự như Olugbenga Onafowora 
(2003) đã làm khi nghiên cứu 
về các yếu tố vĩ mô tác động đến 
CCTM của 3 nước ASEAN là Thái 
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014
Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
24
Lan, Indonesia và Malaysia với các 
đối tác thương mại là Mỹ và Nhật. 
Đầu tiên CCTM song phương VN 
(TB) với các đối tác thương mại 
được giả định chịu ảnh hưởng của 
ba yếu tố cơ bản chính là tỷ giá 
hối đoái thực song phương (RER), 
thu nhập quốc gia thực trong nước 
(IPVN) và thu nhập quốc gia thực 
của các đối tác thương mại. Các 
đối tác thương mại lần lượt là 
Trung Quốc (IPCN), Hàn Quốc 
(IPKR), Mỹ (IPUS), Nhật (IPJP), 
Liên minh châu Âu (IPEU). RER 
được tính theo số liệu hàng tháng 
từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 7 
năm 2012, kỳ gốc được xác định là 
tháng 1 năm 2000. Vì số liệu thống 
kê hằng tháng về GDP không có 
sẵn nên nghiên cứu sử dụng giá trị 
sản lượng công nghiệp hoặc chỉ số 
sản xuất công nghiệp (trường hợp 
không tìm thấy chuỗi dữ liệu giá trị 
sản xuất công nghiệp) để thay thế. 
Khi đó, mô hình nghiên cứu được 
thể hiện: 
LnTBt = 
(IP*: lần lượt thu nhập quốc gia 
thực của các đối tác thương mại là 
Trung Quốc (IPCN), Hàn Quốc 
(IPKR), Mỹ (IPUS), Nhật (IPJP), 
Liên minh châu Âu (IPEU))
Theo lý thuyết kinh tế học, 
CCTM sẽ thâm hụt khi thu nhập 
quốc dân thực trong nước tăng và 
thặng dư khi thu nhập thực của các 
đối tác thương mại tăng và ngược 
lại. Trong trường hợp đó, có thể 
mong đợi α
1
 < 0 và α
2
 > 0. Tuy 
nhiên, nhập khẩu có thể giảm thì 
thu nhập quốc dân tăng nếu thu 
nhập tăng do sản xuất hàng hoá 
thay thế nhập khẩu, trong trường 
hợp đó, α
1
 > 0 và α
2
 < 0. Nếu RER 
tăng thì xuất khẩu sẽ tăng và nhập 
khẩu sẽ giảm, khi đó α
3 
> 0. Tuy 
nhiên nếu RER tăng cũng sẽ dẫn 
đến làm tăng giá trị của mỗi đơn vị 
nhập khẩu, khi đó α
3 
< 0. Krugman 
và Obstfeld (2001) cho rằng trong 
ngắn hạn thì trường hợp sau sẽ 
xảy ra do đó α
3 
< 0, còn trong dài 
hạn trường hợp đầu sẽ đúng do đó 
α
3 
> 0.
4. Kết quả thực nghiệm
4.1. Các thử nghiệm ban đầu
Kiểm định nghiệm đơn vị
Trước khi thực hiện hồi quy 
đồng liên kết và mô hình VECM, 
chúng tôi tiến hành kiểm định 
nghiệm đơn vị của từng biến 
riêng biệt để xác định thuộc tính 
dừng; sử dụng hai phương pháp 
phổ biến là phương pháp ADF 
(Augmented Dickey-Fuller) và 
KPSS (Kwiatkowski-Phillips-
Schmidt-Shin). Kết quả kiểm định 
(Bảng 1) ở hai phương pháp đều 
cho thấy các biến LnTB, LnIPVN, 
LnIP*, LnRER là chuỗi thời gian 
không dừng I(0) và chuỗi dừng 
I(1) nên có thể tồn tại mối quan hệ 
đồng liên kết giữa các biến.
Giá trị tới hạn của kiểm định 
ADF với các mức ý nghĩa thống 
kê 1%, 5% và 10% lần lượt là-
3.476, -2.881, -2.577. Tương 
tự, giá trị tới hạn của kiểm định 
KPSS ở các mức ý nghĩa thống 
kê 1%, 5% và 10% lần lượt là 
0.739, 0.463, 0.347.
Biến ADF KPSS Biến ADF KPSS
VN-TRUNG QUỐC
LnTB -2.851 1.206 ∆LnTB -8.002 0.18
LnIPVN -1.856 1.466 ∆LnIPVN -9.452 0.106
LnIPCN -0.008 0.406 ∆LnIPCN -5.04 0.499
LnRER 1.201 1.398 ∆LnRER -12.579 0.034
VN-EURO
LnTB -1.352 0.216 ∆LnTB -7.856 0.185
LnIPVN -1.856 1.466 ∆LnIPVN -9.452 0.106
LnIPEU -2.972 0.21 ∆LnIPEU -17.747 0.406
LnRER -0.498 1.425 ∆LnRER -13.247 0.215
VN-NHẬT
LnTB -1.861 0.3 ∆LnTB -7.161 0.193
LnIPVN -1.856 1.466 ∆LnIPVN -9.452 0.106
LnIPJP -3.299 0.167 ∆LnIPJP -9.779 0.023
LnRER 1.549 1.351 ∆LnRER -8.426 0.107
VN-HÀN QUỐC
LnTB -1.514 1.101 ∆LnTB -8.79 0.156
LnIPVN -1.856 1.466 ∆LnIPVN -9.452 0.106
LnIPKR -0.521 1.441 ∆LnIPKR -7.504 0.162
LnRER -0.367 1.286 ∆LnRER -10.147 0.453
VN-MỸ
LnTB -4.099 1.101 ∆LnTB -10.843 0.126
LnIPVN -1.856 1.466 ∆LnIPVN -9.452 0.106
LnIPUSA -3.423 1.441 ∆LnIPUSA -6.126 0.107
LnRER 0.68 1.286 ∆LnRER -11.317 0.119
(1)
Bảng 1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
25
Xác định độ trễ tối ưu
Trước khi thực hiện việc kiểm 
định mối quan hệ đồng liên kết 
của các biến trong mô hình, 
chúng tôi tính toán bước trễ tối 
ưu theo tiêu chuẩn tiêu chuẩn 
thông tin Akaike (AIC). Kết quả 
cho thấy trong mô hình của VN-
Mỹ và VN–Liên minh châu Âu 
(EU) thì bước trễ được xác định 
là 3; mô hình của VN–Hàn Quốc 
thì bước trễ là 5, mô hình VN–
Nhật, VN–Trung Quốc có bước 
trễ lần lượt là 8 và 4.
Kiểm định đồng liên kết theo 
phương pháp Johansen
Do các biến số sử dụng trong 
mô hình hồi quy đều không dừng 
chuổi gốc và dừng sai phân bậc 
1 nên có thể xảy ra khả năng các 
vector đồng liên kết. Chúng tôi 
sử dụng phương pháp Johansen 
và Juselius (1990) để thực hiện 
kiểm định giả thuyết này, với 
sự hỗ trợ của phần mềm thống 
kê Eviews, kết quả cho thấy cả 
hai kiểm định mà Johansen và 
Juselius (1990) đưa ra là kiểm 
định vết ma trận (Trace) và kiểm 
định giá trị riêng cực đại của ma 
trận (Maximal Eigenvalue) đều 
bác bỏ giả thuyết1 không tồn tại 
ít nhất một mối quan hệ đồng 
liên kết của các biến trong mô 
hình của VN–EU (Bảng 1a) và 
VN–Mỹ (Bảng 1b). Tuy nhiên, 
kết quả kiểm định lại cho thấy 
không tồn tại ít nhất mối quan hệ 
đồng liên kết của các biến trong 
mô hình của VN–Hàn Quốc, 
VN–Nhật, VN–Trung Quốc.
Việc có bằng chứng tồn tại mối 
liên hệ đồng liên kết cho phép 
nghiên cứu thực hiện mô hình 
VECM. Khi tồn tại đồng liên kết 
nghĩa là chúng ta có thể tìm được 
1 Bác bỏ giả thuyết H
0
 (Không tồn tại vector 
đồng liên kết) ở mức ý nghĩa 5%.
mối liên hệ thay đổi qua thời gian 
giữa CCTM song phương với 
các yếu tố vĩ mô trong mô hình. 
Mối liên hệ này thường được gọi 
đồng liên kết hay còn gọi là trạng 
thái cân bằng lâu dài. Phân tích 
phản ứng xung trong mô hình 
VECM còn cho phép phân tích 
mô phỏng hiệu ứng đường cong 
chữ J. Các trường hợp không tồn 
tại mối liên hệ đồng liên kết các 
phân tích theo mô hình VECM 
không được áp dụng.
Mối liên hệ đồng liên kết
Tương ứng với 3 khả năng về 
quan hệ đồng liền kết trong kiểm 
định phần trên, chúng tôi thực 
hiện 3 mô hình VECM tương 
ứng. Dựa trên các kết quả thu 
Giả thuyết 
H0
Giả thuyết 
H1
Giá trị riêng 
của ma trận
Giá trị Trace 
(a)
α = 0.1 Giá trị 
 xác suất pGiá trị tới hạn
None* R = 1 0.151 52.081 44.494 0.019
R ≤ 1* R = 2 0.128 28.039 27.067 0.079
R ≤ 2 R = 3 0.050 7.985 13.429 0.467
R ≤ 3 R = 4 0.003 0.379 2.706 0.538
Giả thuyết 
H0
Giả thuyết 
H1
Giá trị riêng 
cực đại của 
ma trận
Giá trị Trace 
(b)
α = 0.1 Giá trị
xác suất p
Giá trị tới hạn
None R = 1 0.151 24.042 25.124 0.133
R ≤ 1* R = 2 0.128 20.053 18.893 0.070
R ≤ 2 R = 3 0.050 7.606 12.297 0.420
R ≤ 3 R = 4 0.003 0.379 2.706 0.538
Giả thuyết 
H0
Giả thuyết 
H1
Giá trị riêng 
của ma trận
Giá trị 
Trace (a)
α = 0.05 Giá trị 
 xác suất pGiá trị tới hạn
None * R = 1 0.195 54.942 47.856 0.009
R ≤ 1 R = 2 0.099 23.049 29.797 0.244
R ≤ 2 R = 3 0.049 7.764 15.495 0.491
R ≤ 3 R = 4 0.003 0.375 3.841 0.540
Giả thuyết 
H0
Giả thuyết 
H1
Giá trị riêng 
cực đại của 
của ma 
trận
Giá trị Trace 
(b)
α = 0.05 Giá trị 
 xác suất p
Giá trị tới hạn
None * R = 1 0.195 31.893 27.584 0.013
R ≤ 1 R = 2 0.099 15.285 21.132 0.269
R ≤ 2 R = 3 0.049 7.389 14.265 0.444
R ≤ 3 R = 4 0.003 0.375 3.841 0.540
Bảng 1a: Kết quả kiểm định đồng liên kết VN–Liên minh châu Âu
(a) Theo phương pháp kiểm định vết ma trận
(b) Theo phương pháp kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận
Bảng 1b: Kết quả kiểm định đồng liên kết: VN–Mỹ
(a) Theo phương pháp kiểm định vết ma trận
(b) Theo phương pháp kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014
Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
26
được từ mô hình VECM, chúng 
tôi tìm được các hệ số ở phương 
trình hồi quy (1) từ các mô hình 
VN–Mỹ, VN–EU. Kết quả được 
tóm tắt trong Bảng 2
Giá trị trong ngoặc vuông [ ] 
thể hiện giá trị thống kê t
Bảng 2 cho biết trong tất cả 
các trường hợp đều có mối quan 
hệ cùng chiều giữa tỷ giá hối đoái 
thực và CCTM song phương. 
Các hệ số đều có ý nghĩa thống 
kê 1%. Một mức tăng lên của 
tỷ giá thực song phương có tác 
động cùng chiều đến CCTM 
song phương. Đặc biệt trong 
CCTM Việt–Mỹ và Việt–EU, tỷ 
giá hối đoái thực song phương 
có tác động rất mạnh do có hệ số 
hồi quy lớn hơn nhiều. Điều này 
hoàn toàn phù hợp với giả thiết 
nghiên cứu ban đầu. Khi tỷ giá 
thực song phương tăng 1 điểm 
phần trăm tỷ số thương mại VN – 
Mỹ, VN – EU tăng lần lượt 7.41 
và 2.29 điểm phần trăm. Đối với 
mối quan hệ giữa thu nhập và 
CCTM song phương, kết quả 
không giống nhau. 
Kết quả cho thấy trong các mối 
quan hệ song phương giữa VN–
Mỹ, và VN–EU, thu nhập trong 
nước và CCTM song phương có 
quan hệ cùng chiều. Các hệ số 
điều có ý nghĩa thống kê 1%. Khi 
thu nhập trong nước tăng 1 điểm 
phần trăm, CCTM song phương 
VN – Mỹ và VN- EU lần lượt 
tăng 2.34 và 1.91 điểm phần trăm.
Đồng thời thu nhập nước ngoài 
và CCTM song phương cũng có 
quan hệ cùng chiều. Tuy nhiên, 
chỉ có trường hợp quan hệ giữa 
VN- Mỹ hệ số hồi quy có ý nghĩa 
thống kê 1%, trường hợp VN – 
EU hệ số chưa có ý nghĩa thống 
kê. Khi thu nhập của Mỹ và EU 
tăng lần lượt 1 điểm phần trăm 
CCTM song phương với VN lần 
lượt tăng 3.28 và 0.89 điểm phần 
trăm. Điều này cũng phù hợp với 
lý thuyết tài chính quốc tế, vì khi 
thu nhập của các đối tác thương 
mại tăng người dân các nước đó 
có xu hướng tăng sử dụng hàng 
nhập khẩu.
Kiểm nghiệm mô hình
Để kiểm định tính đúng đắn 
của mô hình, chúng tôi thực hiện 
Cointegrating Eq: CointEq1 Cointegrating Eq: CointEq1
LNTB(-1) 1 LNTB(-1) 1
LNIPVN(-1) -2.34 LNIPVN(-1) -1.91
[-6.96] [-3.25]
LNIPUSA(-1) -3.28 LNIPEU(-1) -0.89
[-1.87] [-0.80]
LNRER(-1) -7.41 LNRER(-1) -2.29
[-6.77] [-3.13]
C 72.22 C 33.35
Bảng 2: Mối liên hệ đồng liên kết theo phương trình (1)
-.6
-.4
-.2
.0
.2
.4
.6
.8
25 50 75 100 125 150
RESID01 RESID02
RESID03 RESID04
-1.6
-1.2
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
25 50 75 100 125 150
RESID01 RESID02
RESID03 RESID04
Hình 1. Kết quả kiểm định tính dừng của phần dư 
bằng đồ thị trong mô hình VN-Mỹ
Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ Eview 7.2
Hình 2. Kết quả kiểm định tính dừng của phần dư 
bằng đồ thị trong mô hìnhVN–EU
Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ Eview 7.2
Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
27
kiểm định tính dừng của các phần 
dư. Kết quả kiểm định nghiệm 
đơn vị cho thấy phần dư của các 
biến đều dừng (Hình 1, Hình 
2). Điều này nói lên mô hình đã 
được xây dựng là phù hợp.
4.2. Quá trình điều chỉnh mất cân 
bằng
Mô hình VECM cũng cho kết 
quả hệ số phần điều chỉnh sai số 
CointEq trong ba mô hình đều 
mang dấu âm. Giá trị âm của hệ 
số này đảm bảo mối quan hệ đồng 
liên kết đã tìm ra ở phần trước và 
các mất cân bằng của kỳ trước 
sẽ được điều chỉnh ở kỳ hiện 
tại. Trong cả ba mô hình, hệ số 
CointEq đều có giá trị tuyệt đối 
nhỏ hơn 1, cho thấy tốc độ điều 
chỉnh về cân bằng khá chậm. Khi 
CCTM song phương thay đổi 
lệch khỏi trạng thái cần bằng lâu 
dài hạn theo xu hướng chung, 
theo cơ chế đồng liê kết CCTM 
song phương sẽ quay lại trạng 
thái cân bằng. Vì vậy, nếu có sai 
lệch ở kỳ này thì thì kỳ tiếp theo 
cơ chế hiệu chỉnh sai số (sẽ hiệu 
chỉnh phần chênh lệch) giúp mối 
quan hệ trở lại tình trạng theo xu 
hướng lâu dài. Bảng 3 cho biết 
nếu có sai lệch ở kỳ này trong kỳ 
tiếp theo CCTM song phương 
VN –Mỹ, VN – EU, được hiệu 
chỉnh ở mức trung bình lần lượt 
là 25,7%, 20,5%.
4.3. Phân tích phản ứng của 
CCTM đối với cú sốc tỷ giá hối 
đoái – Mô phỏng đường cong J
Trong phần này, chúng tôi sẽ 
giải quyết vấn đề nghiên cứu đã 
đặt ra. Liệu đường cong chữ J 
có tồn tại ở VN. Do bài viết đã 
chứng minh được có mối quan hệ 
đồng liên kết giữa các biến trong 
mô hình trong dài hạn ở mô hình 
trên nên chúng ta có thể sử dụng 
kết quả hàm phản ứng xung IRF 
(Impulse Respone Function) để 
xem xét hiệu ứng phá giá nội tệ 
đối với CCTM song phương, liệu 
có xảy ra hiệu ứng đường cong 
chữ J trong CCTM của 2 nước 
Mỹ, EU. Kết quả phân tích được 
thể hiện qua các Hình 3, Hình 4.
Các hình trên cho thấy trong 
quan hệ thương mại song phương 
giữa VN và các nước Mỹ, Liên 
minh Châu Âu không tồn tại hiệu 
ứng đường cong chữ J trong 
ngắn hạn. Trong khi với Mỹ và 
Liên minh châu Âu, CCTM song 
phương có thể được cải thiện 
trong dài hạn nhờ vào phá giá.
4.4. Phân tích phản ứng của 
CCTM đối với cú sốc thu nhập 
trong nước và cú sốc thu nhập 
nước ngoài
Để hiểu rõ thêm về phản ứng 
của CCTM VN đối với cú sốc thu 
nhập trong nước và cú sốc thu 
nhập nước ngoài, chúng tôi cũng 
tiếp tục sử dụng kĩ thuật IRF để 
xem xét. Kết quả qua các Hình 
5, Hình 6 cho thấy sau khi xảy 
ra cú sốc thu nhập trong nước, 
CCTM song phương VN–Mỹ và 
VN–EU có xu hướng cải thiện và 
đạt mức cân bằng cao hơn. 
Đối với cú sốc thu nhập đối 
tác thương mại, trong quan hệ 
thương mại song phương giữa 
Error Correction: D(LNTB) D(LNIPVN) D(LNIPUSA) D(LNRER) 
CointEq1 -0.258 0.008 -0.007 0.011
 [-2.79] [ 0.32] [-1.96] [ 3.97] 
Error Correction: D(LNTB) D(LNIPVN) D(LNIPEU) D(LNRER) 
CointEq1 -0.205 0.052 0.002 0.028
 [-2.60156] [ 1.39891] [ 0.57173] [ 3.50831] 
.000
.004
.008
.012
.016
.020
.024
.028
.032
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of LNTB to Cholesky
One S.D. LNRER Innovation
Bảng 3: CointEq trong kết quả mô hình VECM
Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ Eview 7.2. Giá trị trong ngoặc vuông [] thể hiện 
giá trị thống kê t
.00
.01
.02
.03
.04
.05
.06
.07
.08
.09
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of LNTB to Cholesky
One S.D. LNRER Innovation
Hình 3. Phản ứng của CCTM VN-Mỹ đối với 
cú sốc tỷ giá hối đoái thực
Hình 4. Phản ứng của CCTM VN–EU đối với 
cú sốc tỷ giá hối đoái thực
Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ Eview 7.2 Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ Eview 7.2
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014
Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
28
VN và các nước Mỹ, EU CCTM 
song phương hầu như có phản 
ứng giống nhau đối với một cú sốc 
thu nhập của các đối tác thương 
mại. Tuy nhiên, với cú sốc tăng 
thu nhập của Mỹ, CCTM song 
phương Việt–Mỹ, có xu hướng 
tăng mạnh mẽ hơn so với trường 
hợp của CCTM Việt–EU.
5. Kết luận
Nghiên cứu này trình bày 
những phân tích về tác động 
của các yếu tố vĩ mô cơ bản đến 
CCTM song phương của VN 
với các đối tác thương mại lớn.
Nghiên cứu đã tìm ra các mối 
quan hệ của các yếu tố vĩ mô 
là tỷ giá hối đoái hiệu lực song 
phương, thu nhập quốc gia thực 
trong nước và thu nhập quốc 
gia thực của các đối tác thương 
mại và CCTM song phương. 
Kết quả cho thấy chưa tìm được 
bằng chứng về hiệu ứng đường 
cong J tồn tại trong thương mại 
song phương giữa VN với các 
đối tác thương mại lớn gồm Mỹ, 
Liên minh châu Âu. Đối với đối 
tác Mỹ và Liên minh châu Âu, 
CCTM song phương có xu hướng 
cải thiện sau khi phá giál
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Aurangzeb, Khola Asif (2012), “Determinants 
of current account deficit: Acomparison 
between Asia and Europe”, Universal 
Journal of Management and Social 
Sciences 2012, Vol.2, No.12.
Chun-Hsuan Wang & cộng sự (2012), “Short-
run and long-run effects of exchange rate 
change on trade balance: Evidence from 
China and its trading partners”, Japan 
and the World Economy, Vol.24, No.4, 
pp. 227-332.
Johansen, S., Juselius, K. (1990), “Maimum 
Likelihood Estimation and Inferernce 
on Cointegration wtih Applications to 
the Demand of Money”, Oxford Bulletin 
of Econometrics and Statistics, pp.169-
210.
Krugman, P. & Obstfeld, M. (2001) 
International Economics: Theory and 
Policy, 5th ed., Addison-Wesley, New 
York.
Olugbenga Onafowora (2003), “Exchange 
rate and trade balance in East Asia: is 
there a J-curve?”, Economics Bulletin, 
Susquehanna University, Vol.5, No.18, 
pp.1-13, ,
Hà Thị Thiều Dao & Phạm Thị Tuyết Trinh 
(2013). “Mối quan hệ tỷ giá hối đoái và 
cán cân thanh toán”. Tạp chí Khoa học 
đào tạo ngân hàng, số 103 trang 17-24
Phan Thanh Hoàn, Nguyễn Đăng Hào 
(2007),“Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái 
và CCTM VN thời kỳ 1995 – 2004”, 
Tạp chí Khoa học, Đại học Huế, số 43, 
2007.
Phạm Hồng Phúc (2009), Tỷ giá hối đoái 
thực và cán cân thương mại VN, Luận 
văn thạc sĩ kinh tê, Trường Đại học 
Kinh tế TP.HCM.
Sugema, I. (2005), The Determinants of trade 
balance and adjustment to the crisis 
in Indonesia, Centre For International 
Economic Studies Discussion Paper, No 
0508 (ISSN 1445-3746 series), pp.1-28.
Nguyễn Hữu Tuấn (2011), “Phân tích tác 
động của các biến số kinh tế vĩ mô đến 
cán cân thương mại VN”, Tạp chí Công 
nghệ ngân hàng, số 65 tháng 5/2011, 
trang 13-22.
Trần Hồng Hà (2011), “Ứng dụng mô hình 
thực hiện đo lường tác động của tỷ giá 
thực đa phương đến cán cân thương mại 
VN”, Tạp chí Thị trường tài chính tiền 
tệ, số 16 trang 23-25.
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
.10
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
LNIPVN LNIPUSA
Response of LNTB to Cholesky
One S.D. Innovations
-.02
.00
.02
.04
.06
.08
.10
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
LNIPVN LNIPEU
Response of LNTB to Cholesky
One S.D. Innovations
Hình 5: Phản ứng của CCTM Việt–Mỹ đối với cú sốc 
thu nhập trong nước và cú sốc thu nhập ở Mỹ
Nguồn: Kết quả tính toán từ Eviews 7.2
Hình 6. Phản ứng của CCTM Việt – Liên minh Châu Âu đối với 
cú sốc thu nhập trong nước và cú sốc thu nhập ở EU
Nguồn: Kết quả tính toán từ Eviews 7.2