Tác động bất đối xứng của thay đổi tỷ giá lên cán cân thương mại song phương của Việt Nam

TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC TÓM TẮT MỤC LỤC PHẦN 1: GIỚI THIỆU ............................................................................................. 5 1.1. Giới thiệu chủ đề nghiên cứu ................................................................................ 5 1.2. Động cơ nghiên cứu.............................................................................................. 6 1.3. Mục tiêu nghiên cứu ............................................................................................. 8 1.4. Câu hỏi nghiên cứu............................................................................................... 8 1.5. Phương pháp nghiên cứu ...................................................................................... 8 1.4. Kết cấu nghiên cứu ............................................................................................... 9 PHẦN 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM ........... 10 2.1. Lý thuyết nền tảng của hiệu ứng tỷ giá lên cán cân thương mại .......................... 10 2.1.1. Tác động dài hạn, điều kiện Marshall-Lerner ................................................... 10 2.1.2. Tác động ngắn hạn, hiệu ứng đường cong J ..................................................... 13 2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm về kiểm chứng hiệu ứng đường cong J .................. 15 2.2.1. Các nghiên cứu về mối quan hệ tuyến tính giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái ..................................................................................................................... 15 2.2.2. Các nghiên cứu về mối quan hệ phi tuyến giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái ..................................................................................................................... 23 2.2.3. Kết luận ........................................................................................................... 27 PHẦN 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU........................................................... 28 3.1. Xây dựng mô hình cân bằng thương mại............................................................. 28 3.2. Xác định biến và kỳ vọng dấu............................................................................. 30 3.2.1. Cán cân thương mại song phương.................................................................... 31 3.2.2. Tỷ giá hối đoái thực song phương.................................................................... 31 3.2.3. Thu nhập thực trong nước ................................................................................ 32 3.2.4. Thu nhập thực nước ngoài ............................................................................... 32 3.2.5. Mô tả và nguồn dữ liệu .................................................................................... 33 3.3. Áp dụng phương pháp ARDL ............................................................................. 37 3.4. Áp dụng phương pháp NARDL.................................................................................39 PHẦN 4: KẾT QUẢ ................................................................................................ 42 4.1. Kiểm định tính dừng ........................................................................................... 42 4.2. Kết quả từ mô hình ARDL.........................................................................................44 4.3. Kết quả từ mô hình NARDL......................................................................................49 PHẦN 5: KẾT LUẬN.............................................................................................. 55 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO TÓM TẮT Nghiên cứu này xem xét hiện tượng đường cong J cho Việt Nam và 9 đối tác (cụ thể là Malaysia, Philippines, Indonesia, Singapore, Thái Lan, Mỹ, Trung Quốc, Nhật Bản và Hàn Quốc), sử dụng dữ liệu hàng quý trong giai đoạn 2000Q1– 2018Q1. Trong khi các nghiên cứu trước đây giả định mối quan hệ tuyến tính giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại, nghiên cứu này đề cập hiệu ứng phi tuyến. Dựa theo nghiên cứu của Bahmani-Oskooee và Fariditavana (2015), phương pháp thực nghiệm được sử dụng là mô hình tự hồi quy phân phối trễ đồng liên kết phi tuyến (NARDL) của Shin và cộng sự (2014), trong đó các hiệu ứng phi tuyến ngắn hạn và dài hạn được trình bày thông qua phân tách tổng từng phần dương (định giá thấp) và âm (định giá cao) của tỷ giá hối đoái thực. Một số nghiên cứu cho rằng việc thiếu ủng hộ cho hiện tượng đường cong J có thể là do giả định tuyến tính. Vấn đề này được kiểm chứng bằng cách sử dụng các mô hình tuyến tính lẫn phi tuyến. Sử dụng mô hình ARDL tuyến tính, tác giả không thể tìm thấy sự hỗ trợ cho hiện tượng đường cong J. Tuy nhiên, khi sử dụng mô hình NARDL, mẫu hình đường cong J được xác nhận duy nhất trong mối quan hệ song phương giữa Việt Nam và Hàn Quốc. Từ khóa: Đường cong J song phương, NARDL, đồng liên kết bất đối xứng. ABSTRACT This article examines the J-curve phenomenon for Vietnam and its 9 partners (namely, Malaysia, Philippines, Indonesia, Singapore, Thailand, US, China, Japan and Korea) using quarterly data for the period 2000Q1–2018Q1. While previous studies assume a linear relationship between the exchange rate and the trade balance, this paper allows for nonlinearity. Following Bahmani-Oskooee and Fariditavana (2015), the empirical method used is the nonlinear cointegrating autoregressive distributed lag (NARDL) model of Shin et al. (2014) in which short- run and long-run nonlinearities are introduced via positive (depreciation) and negative (appreciation) partial sum decompositions of the real exchange rate. Several papers argue that the lack of support for the J-curve phenomenon could be due to the linearity assumption. This issue is examined by utilizing the linear and the non-linear models. Using the linear ARDL model, we are unable to find support for the J-curve phenomenon in any case. However, employing the nonlinear ARDL model, the J-curve pattern has confirmed in the bilateral relationship between Vietnam and Korea. Keywords: Bilateral J-curve, NARDL, asymmetry cointegration. 5 PHẦN 1: GIỚI THIỆU 1.1. Giới thiệu chủ đề nghiên cứu Sau hiệp định Smithsonian, đồng đô la Mỹ đã bị mất giá 15% vào năm 1971. Tuy nhiên, trong hai năm tiếp theo, cán cân thương mại của Mỹ lại không chứng kiến sự cải thiện rõ rệt nào. Trước tình hình trên, Magee (1973) chỉ ra rằng cán cân thương mại của một quốc gia trên thực tế có thể xấu đi sau khi phá giá tiền tệ, do cấu trúc trễ (lag structure) trong mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại, trước khi có bất kỳ dấu hiệu cải thiện nào. Điều này dẫn đến giả thuyết “đường cong J”. Tài liệu về đường cong J đã phát triển theo cấp số nhân trong những năm qua với các phương pháp khác nhau được đề xuất nhằm kiểm tra sự hiện diện của nó trong dữ liệu. Lấy ví dụ, Bahmani-Oskooee (1985, 1989) đưa ra các cấu trúc trễ của tỷ giá hối đoái trong mô hình rút gọn với cán cân thương mại là biến phụ thuộc, và giải thích bằng chứng của đường cong J bằng sự hiện diện của ước tính âm (negative estimate) của tỷ giá hối đoái ở độ trễ thấp hơn, theo sau là ước tính dương của tỷ giá hối đoái ở độ trễ cao hơn. Phương pháp được đề xuất bởi Bahmani-Oskooee (1985, 1989) được áp dụng cho phân tích ngắn hạn. Ngược lại, Rose và Yellen (1989) đề xuất khuôn khổ dựa trên mô hình sai số hiệu chỉnh Engle và Granger (1987) và phù hợp để ước tính cả tác động ngắn hạn cũng như tác động dài hạn của bước đi tỷ giá hối đoái. Điều này dẫn đến một cách giải thích mới về đường cong J. Theo cách giải thích mới này, bằng chứng về đường cong J được xác nhận một khi sự mất giá có liên quan đến sự cải thiện dài hạn của cán cân thương mại, và cũng tồn tại những dấu hiệu suy giảm cán cân thương mại trong ngắn hạn. Cách giải thích cụ thể này đã được sử dụng rộng rãi để xác minh sự hiện diện của đường cong J, trong trường hợp của một quốc gia cũng như cho một nhóm các quốc gia. Các ví dụ bao gồm Himario (1985), người đã kiểm chứng sự hiện diện của đường cong J đối với 10 quốc gia phát triển và đang phát triển; Meade (1988) và Moffet (1989) kiểm chứng cho Mỹ; Felroe (1988) cho Úc; Noland (1989) cho Nhật Bản; Lal và Lowinger (2002) cho các nước Đông Á; Hacker và Hatemi-J (2003) cho các quốc gia Bắc Âu; và Moura và Da Silva (2005) cho Brazil, Halicioglu (2007, 6 2008) cho Thổ Nhĩ Kỳ; gần đây gồm Le Hoang Phong và cộng sự (2017), Nguyen Cam Nhung và cộng sự (2018) và Thi Xuan Thom (2017) cho Việt Nam. 1.2. Động cơ nghiên cứu Việt Nam là nền kinh tế mở nhỏ và được phân loại là quốc gia đang phát triển. Do đó, sự thay đổi của cán cân ngoại thương ảnh hưởng đến các nền móng cơ bản của cán cân thanh toán. Trong giai đoạn 2000–2018, nền kinh tế Việt Nam đối diện với vấn đề thâm hụt thương mại dai dẳng, trầm trọng nhất vào năm 2008, thời điểm xảy ra cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (tham khảo Hình 1.1). Duy nhất trong năm 2014 và năm 2018, cán cân thương mại giữa Việt Nam với các đối tác là thặng dư. Thâm hụt cán cân thương mại quá nhiều có thể gây nguy hiểm cho nền kinh tế Việt Nam, châm ngòi cho các cuộc suy thoái và bất ổn trong tăng trưởng kinh tế (Ahad, 2017). Nhìn chung, việc phá giá ở Việt Nam (phá giá VND) nhiều lần đã được sử dụng làm công cụ chính sách nhằm cải thiện cán cân thương mại. Một số lần phá giá tiền tệ có thể là thành công khi tăng xuất khẩu và giảm nhập khẩu, nhưng một số trong đó có thể là thất bại; do đó, nghiên cứu liệu hiệu ứng đường cong J có tồn tại và xác định thời gian hồi phục của cán cân thương mại là rất quan trọng đối với các nhà hoạch định chính sách tại Việt Nam. Nhiều nghiên cứu tại Việt Nam đã kiểm chứng sự hiện diện của hiệu ứng đường cong J ở cấp độ tổng hợp, điển hình như Le Hoang Phong và cộng sự (2017); Nguyen Cam Nhung và cộng sự (2018); và Thi Xuan Thom (2017). Tuy nhiên, việc sử dụng dữ liệu tổng hợp có thể gây nên vấn đề thiên lệch tổng hợp (aggregation bias), che đậy bản chất thực của các kết quả từ chính sách phá giá tiền tệ lên từng đối tác thương mại. Phá giá VND có thể cải thiện cán cân thương mại của Việt Nam với một đối tác nhưng lại làm suy thoái cán cân song phương với đối tác khác. Mặt khác, các phát hiện gần đây cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại có thể là không đối xứng (Nusair, 2016; Bahmani-Oskooee và Saha, 2017). Do đó, việc kiểm chứng sự hiện diện của hiệu ứng đường cong J ở cấp độ song phương là cần thiết, giúp các nhà hoạch định chính sách tại Việt Nam hiểu rõ hiệu quả của chính sách phá giá lên từng đối tác thương mại cụ thể. 7 Can can thuong mai 10 0 -10 -20 00 02 04 06 08 10 12 14 16 18 Nguồn: Dữ liệu thống kê thương mại của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (DOTS). Hình 1.1. Cán cân thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2000–2018 (Đơn vị: Tỷ USD). Mặc dù, các bằng chứng hỗ trợ cho sự hiện diện của đường cong J (dù tổng hợp hay song phương) tương đối phong phú và đa dạng. Thế nhưng, hiện tại, phần lớn các bằng chứng vẫn đang xoay quanh một giả định hạn chế, đó là hiệu ứng đối xứng của tăng giá và giảm giá tiền tệ lên cán cân thương mại, được mô tả bởi ước tính liên quan giữa độ co giãn của cán cân thương mại đối với tỷ giá hối đoái. Tuy nhiên, các mối quan hệ phi tuyến (cũng như bất đối xứng) lại xuất hiện ngày một rõ rệt giữa các biến kinh tế vĩ mô. Do đó, sự hạn chế của giả định đối xứng có khả năng che đậy bản chất thực các mối quan hệ giữa các biến và do đó, tạo ra các dự báo không đáng tin cậy. Quan điểm này nhận được sự ủng hộ trong những năm gần đây và tác giả cũng nhìn nhận quan điểm này trong trường hợp mối quan hệ tỷ giá hối đoái–cán cân thương mại. Quan điểm về việc bác bỏ “tính chất đối xứng” xuất phát từ các bằng chứng. Ví dụ, Bussiere (2013) cho rằng giá xuất khẩu và nhập khẩu phản ứng với biến động tỷ giá theo cách bất đối xứng. Nếu phản ứng của giá hàng hóa giao dịch đối với thay đổi tỷ giá là không đối xứng, thì việc kỳ vọng cán cân thương mại sẽ phản ứng với thay đổi tỷ giá theo cách bất đối xứng là điều đương nhiên. Bahmani-Oskooee và Fariditavana (2015) cho rằng các nhà giao dịch kỳ vọng về các bước đi tiền tệ trong tương lai là không đối xứng trong các giai đoạn tăng giá và giảm giá. Giá hiện tại cũng như giá dự kiến của hàng hóa xuất khẩu và nhập khẩu có tác động đến cán cân thương 8 mại. Do đó, một cách tự nhiên,cán cân thương mại có mối quan hệ bất đối xứng với các biến động tỷ giá hối đoái. 1.3. Mục tiêu nghiên cứu Kết hợp với các lập luận vừa nêu, nghiên cứu này tiến hành phân tích mối quan hệ giữa thay đổi tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại, nhằm kiểm chứng sự hiện diện của hiệu ứng đường cong J đối xứng lẫn bất đối xứng trong mối quan hệ thương mại song phương giữa Việt Nam và 9 đối tác thương mại lớn (gồm Trung Quốc, Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Indonesia, Singapore và Thái Lan) trong giai đoạn quý 1/2000 đến quý 1/2018. Kết quả từ dữ liệu thương mại của quỹ Tiền tệ Thế giới (DOTS), trong năm 2017, tỷ trọng đóng góp thương mại của 9 đối tác, Trung Quốc, Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Indonesia, Singapore và Thái Lan với Việt Nam, lần lượt là 21,42%, 11,61%, 7,69%, 14,08%, 2,31%, 0,91%, 1,49%, 1,89% và 3,54%, chiếm xấp xỉ 64,93% tổng kim ngạch thương mại của Việt Nam với thế giới. 1.4. Câu hỏi nghiên cứu Để thực hiện mục tiêu chính trên, nghiên cứu tiến hành trả lời các câu hỏi sau: 1. Phá giá nội tệ (phá giá VND) có giúp cải thiện cán cân thương mại song phương giữa Việt Nam với 9 đối tác thương mại hay không? 2. Mẫu hình phản ứng của cán cân thương mại sau phương sau khi phá giá nội tệ trong ngắn hạn và dài hạn có sự khác biệt hay không? Nếu sự khác biệt xảy ra, mẫu hình phản ứng có tuân theo giả thuyết đường cong J hay không, đồng nghĩa với việc hiệu ứng đường cong J có xảy ra trong quan hệ thương mại song phương giữa Việt Nam và 9 đối tác chính hay không? 3. Nhiều nghiên cứu gần đây phát hiện hiệu ứng bất đối xứng (phi tuyến) trong mối quan hệ giữa tỷ giá thực và cán cân thương mại, như vậy, hiệu ứng đường cong J bất đối xứng có hiện diện ở cấp độ song phương tại Việt Nam hay không? 1.5. Phương pháp nghiên cứu 9 Nghiên cứu áp dụng phương pháp ARDL tuyến tính của Pesaran và cộng sự (2001) và phương pháp ARDL phi tuyến (NARDL) của Shin và cộng sự (2014) nhằm ước tính khuôn khổ mô hình hóa hiệu ứng đương cong J đối xứng và bất đối xứng trong quan hệ thương mại song phương của Việt Nam. Kế thừa các ưu điểm vốn có của phương pháp ARDL, kỹ thuật NARDL đồng liên kết cho phép kết hợp các hiệu ứng ngắn hạn lẫn dài hạn của thay đổi tỷ giá lên cán cân thương mại, giúp xác minh hiệu ứng đường cong J thông qua một phương trình hồi quy duy nhất. Phương pháp NARDL đã được áp dụng để kiểm tra giả thuyết đường cong J trong một số nghiên cứu gần đây (ví dụ Bahmani-Oskooee và Fariditavana, 2016; Bahmani-Oskooee và cộng sự, 2016; Bahmani-Oskooee và Saha, 2017; Ari và cộng sự, 2019). 1.6. Kết cấu nghiên cứu Phần còn lại của nghiên cứu được tiến hành như sau. Tác giả trình bày các lý thuyết cơ bản về điều kiện Marshall-Lerner, hiệu ứng đường cong J nhằm giải thích mối quan hệ dài hạn lẫn ngắn hạn giữa tỷ giá và cán cân thương mại; cùng các nghiên cứu thực nghiệm có liên quan trong Phần 2; mô tả mô hình và phương pháp nghiên cứu trong Phần 3. Kết quả thực nghiệm được cung cấp trong Phần 4. Cuối cùng, Phần 5 đưa ra các kết luận và hàm ý chính sách. 10 PHẦN 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM 2.1. Lý thuyết nền tảng của hiệu ứng tỷ giá lên cán cân thương mại 2.1.1. Tác động dài hạn, điều kiện Marshall-Lerner Hiểu rõ làm thế nào thay đổi tỷ giá hối đoái và giá cả ảnh hưởng đến mẫu hình thương mại quốc tế của một quốc gia có ý nghĩa thực tiễn vô cùng to lớn. Điều này lại càng quan trọng, đặc biệt là trong việc đánh giá hiệu quả của các chính sách nhằm cải thiện cán cân thương mại của một quốc gia thông qua việc phá giá (mất giá) đồng nội tệ. Nhìn chung, sự mất giá của đồng nội tệ dẫn đến tăng giá nhập khẩu và giảm giá xuất khẩu. Điều này, đến lượt, làm giảm số lượng nhập khẩu và tăng số lượng xuất khẩu và cuối cùng, làm cải thiện cán cân thương mại và tài khoản vãng lai. Abel và Bernanke (2005) nhấn mạnh tầm quan trọng của độ co giãn khi chúng tiết lộ mức độ phản ứng của một biến khi một biến khác thay đổi. Tác động của sự mất giá tiền tệ lên việc cải thiện cán cân thương mại phụ thuộc chính vào độ co giãn của xuất khẩu và nhập khẩu bên cạnh nhiều yếu tố quan trọng khác. Tuy nhiên, vị thế tài khoản thương mại của một quốc gia được biểu thị bằng số tiền nhận được từ xuất khẩu và số tiền thanh toán cho nhập khẩu. Do đó, việc cải thiện cán cân thương mại sau khi định giá thấp tiền tệ không chỉ phụ thuộc vào sự thay đổi về số lượng nhập khẩu và xuất khẩu, mà còn phụ thuộc vào cả giá cả của chúng. Điều này là do giá cả đóng một vai trò lớn trong các quyết định của cá nhân đối với cầu và cung hàng hóa. Trong lĩnh vực thương mại quốc tế, điều kiện theo đó sự mất giá tiền tệ có thể dẫn đến sự cải thiện hoặc làm xấu đi tài khoản thương mại của một quốc gia được giải thích bởi điều kiện Marshall- Lerner. Điều kiện này phát biểu rằng sự mất giá sẽ cải thiện cán cân thương mại nếu tổng độ co giãn giá của cầu xuất khẩu và nhập khẩu (được đo bằng giá trị tuyệt đối) lớn hơn 1 (Appleyard và Field, 1986). Tác giả sẽ trình bày điều kiện Marshall-Lerner dưới dạng toán học, dựa theo nghiên cứu của Davidson (2009). Thứ nhất, cán cân thương mại, là giá trị xuất khẩu trừ hàng nhập khẩu, được định nghĩa là: 11 NH = x − M. e (2.1) trong d6, NH la Xu t kh u rong, t ng d ng can can th ng m i, e la gia c a m t d n vị ngo i t tính theo n i t , X va M l n l ợt la Xu t kh u va nh p kh u. L y vi phan ph ng trình (2.1) theo biến e thu d ợc: ∂NH ∂e ∂x ∂M = − e ∂e ∂e − M (2.2) chia 2 vế c a ph ng trình (2.2) cho X thu d ợc: ∂NH 1 . ∂e x ∂x 1 = . − ∂e x e ∂M − x ∂e M (2.3) x giả sử nền kinh tế dang ở tr ng thai can bằng, trong d6 Xu t kh u bằng nh p kh u, ph ng trình (2.1) c6 thể d ợc viết l i thanh: x = M. e (2.4) thay vao ph ng trình (2.3) thu d ợc: ∂NH . 1 = ∂x . 1 − e ∂M − M (2.5) ∂e x ∂e x M. e ∂e M. e d n giản ph ng trình (2.5) thu d ợc: ∂N 1 ∂x 1 1 ∂M 1 (2.6) ∂e x ∂e x M ∂e e nhan 2 vế ph ng trình (2.6) bởi e, thu d c: ∂NH . e = ∂x . e − D ∂M − 1 (2.7) ∂e x ∂e x M ∂e ph ng trình (2.7) c6 thể d ợc viết d ới d ng sau: ∂NH . e = n − n − 1 (2.8) ∂e x HH HH trong d6, nHH va nHH l n l ợt d i di n cho d co gian c a Xu t kh u va nh p kh u t ng ứng với tỷ gia hối doai. 12 Để can can th ng m i d ợc cải thi n, tổng d co gian c a Xu t kh u va nh p kh u phải lớn h n m t dể dap ứng diều ki n c a Marshall-Lerner. Davidson (2009) cho rằng nếu diều nay la dúng, phía bên trai c a ph ng trình (2.8) phải d ng. Trong trình bay toan học, diều nay c6 nghĩa la: nHH − nHH − 1 > 0 ⇒ nHH − nHH > 1 va c6 thể d ợc viết l i la: |nHH| + |nHH| > 1 (2.9) Erich va c ng sự (2009) chỉ ra rằng trong ngắn h n, d co gian c u nhỏ h n dang kể (không co gian), do d6, diều ki n Marshall-Lerner không d ợc thỏa man. Điều nay la do trong ngắn h n, thay dổi gia c6 r t ít tac d ng, nếu c6, lên số l ợng hang h6a d ợc yêu c u khi ng ời tiêu dùng m t thời gian dể thay dổi sở thích c a mình; ví dụ, nếu Xu t kh u co gian theo gia, gia Xu t kh u giảm sẽ th y l ợng c u Xu t kh u tăng với tốc d nhanh h n gia Xu t kh u, do d6 dẫn dến tăng thu nh p Xu t kh u. T ng tự nh v y, khi nh p kh u co gian theo gia, gia nh p kh u tăng lam giảm l ợng c u va gia trị nh p kh u. Sự gia tăng gia trị Xu t kh u cùng với sự sụt giảm gia trị nh p kh u giúp cải thi n can can th ng m i. Tuy nhiên, nh da chỉ ra tr ớc d6, diều nay không dúng trong ngắn h n nh ng c6 thể Xảy ra trong dai h n. Salvatore (2007) giải thích thêm rằng khi tổng (về mặt tuy t dối) d co gian theo gia c a c u nh p kh u va Xu t kh u la:  bằng 1, cho th y rằng can can th ng m i không thay dổi khi tỷ gia hối doai thay dổi; diều d6 c6 nghĩa la chính sach pha gia tiền t không hi u quả vì n6 không ảnh h ởng dến can can th ng m i;  ít h n 1, cho th y rằng can can th ng m i không ổn dịnh va sự m t can bằng mở r ng; ngụ ý rằng sự m t gia tiền t la không hi u quả trong vi c cải thi n can can th ng m i;  lớn h n 1, cho th y rằng can can th ng m i ổn dịnh va thu hẹp sự m t can bằng, ngụ ý rằng sự m t gia tiền t c6 hi u quả trong vi c cải thi n can can th ng m i. 13 2.1.2. Tác động ngắn hạn, hiệu ứng đường cong J Về mặt lý thuyết, khi dồng tiền yếu h n c6 Xu h ớng thúc d y Xu t kh u va không khuyến khích nh p kh u, dẫn dến sự cải thi n trong can can th ng m i.C6 nhiều lý do dể dự doan sự suy giảm trong can can th ng m i lúc ban d u vì thực tế la d co gian c a cung va c u c6 thể khac nhau trong ngắn h n so với dai h n. Sự khac bi t về d co gian nay nằm sau lý thuyết d ờng cong J d ợc phat triển bởi Magee (1973). Lý thuyết cho th y rằng c6 m t khoảng thời gian trễ tr ớc khi khối l ợng nh p kh u va Xu t kh u c6 thể phản ứng với những thay dổi cụ thể phat sinh từ biến d ng tỷ gia hối doai. Khi dồng n i t suy yếu, can can th ng m i d ợc cho la sẽ X u di lúc ban d u va cải thi n sau d6, dẫn dến m t mẫu hình giống với chữ cai J, do d6 c6 tên la d ờng cong J (Bahmani-Oskooee va Ratha, 2004). Salvatore (2007) l p lu n rằng sự suy giảm trong can can th ng m i la do Xu h ớng gia nh p kh u tăng nhanh h n gia Xu t kh u ngay sau khi pha gia tiền t , trong khi số l ợng chỉ thay dổi bởi m t biên d nhỏ. Số l ợng nh p kh u va Xu t kh u m t m t thời gian dể diều chỉnh, ch yếu la do h u hết cac bên tham gia vao qua trình giao dịch da ký kết cac hợp dồng rang bu c cố dịnh, khiến số l ợng h u nh không dổi hoặc thay dổi không dang kể trong thời gian ngắn (Magee, 1973). Ngoai ra, ng ời tiêu dùng c6 thể m t thời gian dể diều chỉnh tr ớc khi c6 thể thay dổi sở thích c a mình sau khi thay dổi gia. Tac d ng c a thay dổi tỷ gia hối doai lên th ng m i hang h6a sau d6 trở nên rõ rang khi cac hợp dồng mới d ợc ký kết va chỉ sau d6, tac d ng d y d c a thay dổi tỷ gia lên can can th ng m i mới trở nên rõ rang. Vì những lý do nay, trong ngắn h n, m t quốc gia pha gia tiền t c6 thể trải qua sự gia tăng gia nh p kh u va giảm gia Xu t kh u, cùng với d6 c6 thể lam X u di can can th ng m i. Chính vì những lý do nh v y ma Yazici (2008) kết lu n rằng trong ngắn h n, những thay dổi trong dong chảy th ng m i phản anh những thay dổi về gia t ng dối, m t ph n la do b ớc di tỷ gia hối doai. Tuy nhiên, trong dai h n, dồng n i t m t gia c6 thể thúc d y khối l ợng Xu t kh u va dẫn dến gia trị thu nh p Xu t kh u cao, dồng thời, nh p kh u ít h n, do d6 cải thi n can can th ng m i. Do d6 Yazici (2008) kết lu n rằng dai h n bị chi phối bởi những thay dổi về số l ợng v t lý (physical quantity) c a hang h6a. Tac giả sẽ ap dụng 14 phan tích c a Salvatore (2007) va Abel va Bernanke (2005) dể minh họa hi u ứng d ờng cong J với Hình 2.1 cho th y biểu diễn dồ họa c a d ờng cong J. Trục tung do l ờng can can th ng m i, khi trên 0, cho th y thặng d th ng m i va d ới 0 phản anh tham hụt th ng m i. Trục hoanh cho th y khoảng thời gian.Giả dịnh rằng cac nha ho ch dịnh chính sach trong nền kinh tế quyết dịnh pha gia dồng n i t dể thu hẹp hoặc lo i bỏ tham hụt can can th ng m i. Pha gia sẽ dẫn dến tăng gia hang nh p kh u va giảm gia Xu t kh u. Điều nay lam cho hang nh p kh u dắt h n va Xu t kh u rẻ h n so với tr ớc khi dồng tiền bị m t gia. Cu c thảo lu n về diều ki n Marshall-Lerner cho th y trong ngắn h n, c u số l ợng t ng dối không co gian với cac thay dổi gia, do d6, gia trị nh p kh u c6 thể tăng (do gia nh p kh u tăng) ngay cả khi l ợng nh p kh u giảm hoặc không thay dổi, lam cho can can th ng m i X u di từ diểm A dến diểm B trong Hình 2.1. Tuy nhiên, Salvatore (2007) chỉ ra rằng về lau dai ng ời mua va ng ời ban bắt d u diều chỉnh theo gia Xu t nh p kh u mới sau khi pha gia tiền t . Những diều chỉnh nh v y sẽ dẫn dến d co gian tăng lên khi cac hợp dồng mới d ợc ký kết. Điều nay c6 thể dẫn dến sự phục hồi c u n ớc ngoai dối với cac sản ph m sản Xu t trong n ớc do dồng tiền yếu h n. Khi diều nay chiếm u thế, d ờng cong J trong Hình 2.1 sẽ bắt d u Xu h ớng di lên về phía diểm C, phản anh sự cải thi n trong tai khoản th ng m i. Nguồn: Eicher và cộng sự (2009). Hình 2.1. Minh họa hi u ứng d ờng cong J. M t thiếu s6t lớn c a d ờng cong J va diều ki n Marshall-Lerner la cả hai dều không phan bi t d ợc cac diều ki n theo d6 can can th ng m i sẽ cải thi n sau sự m t 15 gia n i t trong tr ờng hợp m t quốc gia nhỏ va m t quốc gia lớn h n. Trên thực tế, phản ứng th ng m i sẽ khac với m t nền kinh tế mở nhỏ nh Vi t Nam, so với m t nền kinh tế lớn nh Mỹ khi tiền t c a cac quốc gia nay thay dổi; ví dụ, khi pha gia tiền t lam tăng c u Xu t kh u, m t ph n c a pha gia d ợc chuyển qua cho ng ời tiêu dùng n ớc ngoai t i n ớc nh p kh u. Do d6, mức d thay dổi c a gia Xu t kh u trong n ớc liên quan dến sự m t gia c a dồng n i t phụ thu c vao quy mô nền kinh tế va d mở th ng m i c a nền kinh tế d6. 2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm về kiểm chứng hiệu ứng đường cong J 2.2.1. Các nghiên cứu về mối quan hệ tuyến tính giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái M t số nghiên cứu thực nghi m về hi u ứng d ờng cong J da d ợc thực hi n cho cả cac n ớc phat triển va dang phat triển trong qua khứ, sử dụng những phat triển g n day trong mô hình kinh tế theo chuỗi thời gian. Bằng chứng từ thực nghi m về mối quan h giữa tỷ gia hối doai va can can th ng m i la không thống nh t. M t số nghiên cứu c a Hernan (1998) cho Columbia va Lal va Lowinger (2002) cho cac quốc gia Nam Á, Bhattari va Armah (2005) cho Ghana va Onafowora (2003) cho Đông Á da chứng minh sự tồn t i c a mối quan h giữa tỷ gia hối doai va can can th ng m i cả trong ngắn h n va dai h n. Nhìn chung, bằng chứng thực nghi m từ cac nghiên cứu nay phù hợp với cac lý thuyết về ph ng phap co gian dối với can can thanh toan va dặc bi t Xac nh n sự tồn t i c a d ờng cong J trong l trình diều chỉnh can can th ng m i sau khi pha gia tỷ gia hối doai.Cac nghiên cứu khac c a Agbola (2004) cho Ghana va Puah va c ng sự (2008) cho Hi p h i cac quốc gia thanh viên Đông Nam Á (ASEAN) cho rằng mối quan h giữa tỷ gia hối doai va can can th ng m i la yếu, không dang tin c y hoặc không hi n hữu. Những nghiên cứu nay cho rằng mối quan h giữa tỷ gia hối doai va can can th ng m i không c6 ý nghĩa trong ngắn h n hoặc dai h n.H u hết cac nghiên cứu d ợc thực hi n về ch dề nay dựa trên ph ng phap lý thuyết co gian dể phan tích can can th ng m i. Cac nghiên cứu khac phan tích tac d ng c a thay dổi tỷ gia dối với can can th ng m i bằng cach ap dụng cac ph ng phap h p thụ hoặc tiền t . M t số nghiên cứu bao gồm sự kết hợp c a b t kỳ hai hoặc 16 cả ba ph ng phap lý thuyết trong m t mô hình. Ph ng phap co gian phan tích phản ứng c a cả nh p kh u va Xu t kh u phat sinh từ những thay dổi trong tỷ gia hối doai. Cach tiếp c n h p thụ cố gắng nắm bắt cac hi u ứng thu nh p phat sinh từ sự thay thế giữa hang h6a trong va ngoai n ớc. Trong cach tiếp c n tiền t , can can thanh toan d ợc Xac dịnh thông qua cung va c u tiền. Dữ li u la chuỗi thời gian hang quý hoặc hang năm. Ph ng phap kinh tế l ợng phổ biến nh t d ợc sử dụng la cac kỹ thu t dồng liên kết dể kiểm tra cac mối quan h can bằng dai h n giữa cac biến trong h u hết cac nghiên cứu nay. Đ ng lực ngắn h n d ợc kiểm tra bằng cach sử dụng sự khac bi t c a cac biến va bởi cac ham phản ứng Xung. Lal va Lowinger (2002) sử dụng dữ li u chuỗi thời gian hang quý từ 1985 dến 1998 da kiểm tra mối quan h giữa tỷ gia hối doai danh nghĩa hi u dụng (NEER) va can can th ng m i cho năm quốc gia Nam Á gồm Bangladesh, Ấn Đ , Nepal, Pakistan va Sri Lanka. Ph ng phap tiếp c n dồng liên kết Johansen d ợc sử dụng dể kiểm tra mối quan h dai h n giữa cac biến. Đ ng lực c a mô hình d ợc phan tích bằng mô hình sai số hi u chỉnh (ECM). Kết quả nghiên cứu cho th y bằng chứng về mối quan h can bằng dai h n giữa tỷ gia hối doai va can can th ng m i. M t gia tiền t c a năm quốc gia Nam Á dẫn dến sự cải thi n trong can can th ng m i trong dai h n, mặc dù ban d u da c6 sự X u di c a can can th ng m i trong ngắn h n. Kết quả la sự Xac nh n về sự tồn t i c a hi u ứng d ờng cong J. Do d6, tac d ng ban d u c a pha gia la lam giảm can can th ng m i, nh ng cuối cùng can can th ng m i d ợc cải thi n. C6 sự khac bi t dang kể về thời gian giữa pha gia va cải thi n can can th ng m i giữa cac quốc gia Nam Á d ợc khảo sat. Phải m t từ hai dến năm quý tr ớc khi can can th ng m i c6 thể cải thi n sau khi pha gia ở cac quốc gia khac nhau. Sự khac bi t về thời gian d ợc quy cho mức d m t can bằng tỷ gia hối doai ở mỗi quốc gia tr ớc khi diều chỉnh. Cac quốc gia c6 chính sach tỷ gia va th ng m i t ng dối cởi mở h n doi hỏi thời gian diều chỉnh ngắn h n. M t nghiên cứu thực nghi m c a Bhattari va Armah (2005) cho Ghana da tìm th y kết quả t ng tự dối với hi u ứng d ờng cong J. Nghiên cứu ớc tính cac ham Xu t kh u va nh p kh u riêng bi t c a nền kinh tế Ghana. Trong mỗi ham số, tỷ gia hối 17 doai d ợc d a vao nh m t biến d c l p. Cac h số tỷ gia hối doai từ mỗi ham số sau d6 d ợc tổng hợp dể danh gia Xem chúng c6 dap ứng diều ki n Marshal-Lerner về m t gia dẫn dến cải thi n can can th ng m i hay không. Ngoai tỷ gia hối doai thực, mô hình thu d ợc ảnh h ởng c a thu nh p trong va ngoai n ớc dối với can can th ng m i. Dữ li u la chuỗi thời gian hang năm từ 1970 dến 2000. Mối quan h ngắn h n va dai h n giữa cac biến d ợc kiểm tra bằng cach sử dụng cac th tục Johansen (ECM) va Engle va Granger (1987). Kết quả cho th y sự m t gia c a dồng tiền Ghana da cải thi n can can th ng m i trong dai h n, nh ng không phải trong ngắn h n. Do d6, diều ki n Marshal-Lerner về pha gia dẫn dến cải thi n can can th ng m i không d ợc tìm th y trong ngắn h n va trung h n ma la trong dai h n. Do d6, sau khi m t gia tiền t , can can th ng m i ban d u X u di tr ớc khi cải thi n trong thời gian dai. Tổng gia trị c a d co gian ngắn h n c a Xu t kh u va nh p kh u la 0,333, th p h n d n vị yêu c u về pha gia dể dẫn dến cải thi n can can th ng m i. Nghiên cứu cũng chứng minh rằng sự m t gia 10% c a dồng tiền Ghana dẫn dến Xu t kh u tăng 7,2% va giảm 4,68% nh p kh u trong dai h n. Tổng gia trị c a d co gian cho Xu t kh u va nh p kh u h u nh không dap ứng diều ki n Marshal-Lerner ngay cả trong dai h n. Từ d6, rút ra kết lu n rằng lợi ích từ m t gia ngay cả trong dai h n c6 thể la nhỏ. Nhìn chung, nghiên cứu nay phù hợp với cac dự doan lý thuyết về ph ng phap co gian dối với can can thanh toan. Agbola (2004) trong m t nghiên cứu khac ở Ghana da sử dụng phép dồng liên kết da biến ớc l ợng hợp lý cực d i Johansen (MLE) cho dữ li u hang năm từ 1970 dến 2002 va tìm th y kết quả h i khac so với Bhattari va Armah (2005) cho Ghana. Nghiên cứu da sử dụng ph ng phap bình ph ng tối thiểu thông th ờng Stock- Watson dể ớc tính cả h số ngắn h n va dai h n c a cac biến số chính ảnh h ởng dến can can th ng m i. Bình ph ng tối thiểu thông th ờng Stock-Watson d ợc chọn ở chỗ n6 không chỉ nắm bắt d ợc tính năng d ng c a mô hình ma con cho phép d l ch dồng thời (simultaneity bias). Cac biến trong mô hình bao gồm tỷ gia hối doai danh nghĩa, lai su t trong n ớc, lai su t n ớc ngoai, cung tiền trong va ngoai n ớc, thu nh p trong va ngoai n ớc. Theo kết quả, sự m t gia c a tỷ gia hối doai lam giảm can can th ng m i cho Ghana trong ngắn h n. Cac kết quả ngắn h n t ng tự nh kết quả c a 18 m t nghiên cứu c a Bhattari va Armah (2005) cho Ghana. Tuy nhiên, về lau dai, m t gia tỷ gia hối doai c6 tac d ng tiêu cực dến can can th ng m i c a Ghana. Cac kết quả dai h n t ng phản với kết quả c a Bhattari va Armah (2005) dối với Ghana trong d6 mat gia tỷ gia hối doai dẫn dến cải thi n can can th ng m i. Do d6, chặng d ờng thời gian diều chỉnh can can th ng m i sau m t gia không tuan theo lý thuyết d ờng cong J. Đ ng lực diều chỉnh d ờng nh tuan theo lý thuyết d ờng cong M. M t gia c a tỷ gia hối doai d ờng nh c6 tac d ng ngay l p tức tối thiểu dến tỷ gia hối doai. Vi c giảm can can th ng m i cuối cùng c6 hi u lực khoảng m t năm sau khi pha gia. Can can th ng m i d ợc cải thi n trong năm tiếp theo tr ớc khi cuối cùng diều chỉnh theo h ớng can bằng dai h n. Điều quan trọng c n l u ý la bằng chứng thực nghi m từ hai nghiên cứu liên quan dến Ghana bao gồm dữ li u khi gia trong n ớc, tỷ gia hối doai, nh p kh u va Xu t kh u d ợc kiểm soat chặt chẽ, trong thời gian dai c a chính ph . Điều nay dặt ra cau hỏi về vi c li u c6 thể v ợt qua cac tac d ng c a thay dổi tỷ gia dể dăng ký d số l ợng c a cả Xu t kh u va nh p kh u trong cac diều ki n nh v y. Không c6 bằng chứng trong cả hai nghiên cứu cho th y sự thay dổi c u trúc dối với nền kinh tế Ghana vao d u những năm 1990 da d ợc kiểm soat d y d trong cả hai nghiên cứu. M t nghiên cứu khac c a Hernan (1998) cho th y tỷ gia hối doai d6ng vai tro quan trọng trong vi c Xac dịnh can can th ng m i cho Columbia. Hernan da sử dụng ph ng phap c a Johansen va Juselius, dể ớc tính cac h thống dồng liên kết da biến. Mô hình da nắm bắt d ợc cac hi u ứng c a ba ph ng phap tiếp c n can can thanh toan: co gian, h p thụ va tiền t . Dữ li u la chuỗi thời gian hang quý từ năm 1979 dến năm 1995. Theo kết quả dồng liên kết, c6 mối quan h can bằng dai h n giữa tỷ gia hối doai thực va can can th ng m i. M t gia tiền t c6 hi u quả trong vi c cải thi n can can th ng m i cả trong ngắn h n va dai h n. B t kỳ sự m t can bằng nao trong can can th ng m i da d ợc diều chỉnh với tốc d 7% mỗi quý. Ước tính h số tỷ gia hối doai cho th y sự m t gia 1% c a tiền t dẫn dến sự cải thi n 1% can can th ng m i trong dai h n. Do d6, trong tr ờng hợp c a Columbia, diều ki n c a Marshal-Lerner về m t gia dẫn dến cải thi n can can th ng m i da d ợc dap ứng cả trong ngắn h n va dai h n. Qua trình diều chỉnh c a can can th ng m i sau m t gia không tuan theo 19 d ờng cong J. C n phải c6 m t phan tích chặt chẽ h n về d ng lực ngắn h n bởi ham phản ứng Xung dể c6 d ợc cai nhìn sau sắc h n về qua trình diều chỉnh. M t nghiên cứu c a Puah va c ng sự (2008) da diều tra mối quan h c a tỷ gia hối doai với can can th ng m i cho cac n ớc thanh viên ASEAN-5 gồm Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore va Thai Lan. Vao cuối những năm 1980 va d u những năm 1990, cac quốc gia nay da tiến hanh cac cải cach tự do h6a mở c a nền kinh tế trong n ớc cho th ng m i va d u t quốc tế. Do kết quả c a những cải cach nay, cac quốc gia nay da trải qua sự tăng tr ởng nhanh ch6ng trong thu nh p quốc dan, diều nay d ợc thúc d y bởi Xu t kh u ch yếu sang Mỹ va cac n ớc chau Âu. Tac d ng c a tỷ gia hối doai dối với can can th ng m i da d ợc phan tích liên quan dến Mỹ ở t t cả cac quốc gia nay. Mỹ la dối tac th ng m i lớn c a t t cả cac quốc gia nay trong thời gian nghiên cứu d ợc thực hi n. Cac quốc gia nay th ờng d ợc Ngan hang Thế giới va IMF trích dẫn la những ví dụ thanh công c a cải cach tự do h6a kinh tế. Dữ li u la chuỗi hang năm từ năm 1970 dến 2004. C6 những thay dổi lớn trong khung chính sach kinh tế c a cac quốc gia nay trong giai do n d6. Mối quan h giữa tỷ gia hối doai va cac biến số da d ợc kiểm tra bằng cach sử dụng kỹ thu t dồng liên kết sai số hi u chỉnh Johansen-Juselius (1990). Kết quả cho th y thay dổi tỷ gia chỉ ảnh h ởng dến can can th ng m i trong ngắn h n. Về lau dai, mối quan h c a tỷ gia hối doai va can can th ng m i la không dang kể. Đối với Indonesia, không c6 mối quan h giữa tỷ gia hối doai va can can th ng m i ngay cả trong ngắn h n. Do cac biến không dồng liên kết, nên mô hình vect tự hồi quy tiêu chu n (VAR) da d ợc sử dụng dể phan tích cac mối quan h ngắn h n giữa cac biến. Thử nghi m nhan quả Granger da d ợc sử dụng dể phan tích h ớng ảnh h ởng giữa tỷ gia hối doai va can can th ng m i. Theo kết quả kiểm tra nhan quả, tỷ gia hối doai gay tac d ng Granger lên can can th ng m i. Không c6 bằng chứng dể hỗ trợ can can th ng m i tac d ng nhan quả Granger lên tỷ gia hối doai. Ngo i trừ Indonesia, quan h nhan quả dối với cac n ớc ASEAN-5 la từ tỷ gia hối doai dến can can th ng m i chứ không phải theo h ớng ng ợc l i. M t số giải thích c6 thể d ợc d a ra về vai tro h n chế c a tỷ gia hối doai trong vi c ảnh h ởng dến cac vị thế can can th ng m i dai h n c a cac n ớc ASEAN-5. M t trong những lời giải thích c6 thể la h u hết cac quốc gia trong ASEAN-5 da quản lý 20 cac chế d tỷ gia thả nổi. Ng ời ta tuyên bố rằng cac chế d thả nổi c6 quản lý c6 thể t o ra sự sai l ch trong thị tr ờng ngo i hối, lam suy yếu vai tro c a tỷ gia hối doai trong vi c Xac dịnh dong chảy th ng m i. Sự sai l ch nay t o ra cac rao cản c chế truyền dẫn tỷ gia hối doai dếncan can th ng m i. M t cach giải thích khac la can can th ng m i c a cac quốc gia nay ch yếu d ợc thúc d y bởi nhu c u Xu t kh u chứ không phải gia t ng dối thông qua tỷ gia hối doai. Yếu tố khac c6 thể la tăng năng su t chi phối tổn th t trong khả năng c nh tranh phat sinh từ sự tăng gia c a tiền t , dến mức ma Xu t kh u tổng thể tăng. M t nguồn tiềm năng trong nghiên cứu nay la không tính dến những thay dổi c c u c a cac nền kinh tế c a cac quốc gia khac nhau. Điều nay c6 thể d ợc nhắc nhiều trong nhiều nghiên cứu khac: những biến dổi lớn trong nền kinh tế c a cac quốc gia, dặc bi t la những nghiên cứu liên quan dến nền kinh tế thay dổi từ kiểm soat sang dịnh h ớng thị tr ờng. Kết lu n c a Puah va c ng sự (2008) dối với cac n ớc thanh viên ASEAN-5 gồm Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore va Thai Lan không phù hợp với nghiên cứu c a Onafowora (2003) cho ba n ớc ASEAN la Thai Lan, Malaysia va Indonesia. Nghiên cứu d ợc thực hi n bởi Onafowora (2003) da sử dụng dữ li u chuỗi thời gian hang quý trong giai do n 1980Q1 dến 2001Q4. Tac d ng c a thay dổi tỷ gia da d ợc nghiên cứu theo th ng m i song ph ng giữa từng quốc gia với Mỹ va Nh t Bản bằng cach sử dụng ph ng phap dồng liên kết va ECM khi coi t t cả cac biến trong mô hình la c6 khả năng n i sinh. Đ ng lực ngắn h n d ợc phan tích bằng cach sử dụng ham phản ứng Xung, cho th y phản ứng c a can can th ng m i tr ớc sự m t gia 1 sai số chu n c a tỷ gia hối doai. M t biến giả d ợc d a vao mô hình cho th y cu c kh ng hoảng tai chính chau Á năm 1997 c6 tac d ng tiêu cực dang kể dến can can th ng m i c a ba n ớc ASEAN nay. Cac thử nghi m d ổn dịnh cho th y cac ớc tính tham số la dang tin c y mặc dù cac sự ki n lớn trong giai do n mẫu da ảnh h ởng dến cac biến d ợc d a vao mô hình. Kết quả dồng liên kết cho th y c6 mối quan h dai h n giữa tỷ gia hối doai va can can th ng m i song ph ng cho ba n ớc ASEAN. M t gia tiền t c a ba n ớc ASEAN dẫn dến cải thi n can can th ng m i trong dai h n. Trong ngắn h n, sự m t gia c a cac lo i tiền t c a Indonesia va Malaysia da dẫn dến sự X u di c a cac can can th ng m i song ph ng với Mỹ va Nh t Bản. Đối với Indonesia, 21 tình tr ng X u di kéo dai tới 3 quý sau d6 la sự cải thi n trong can can th ng m i. Đối với cả Malaysia va Indonesia, hi u ứng d ờng cong J d ợc quan sat th y trong th ng m i song ph ng với Mỹ va Nh t Bản. Đối với Thai Lan, hi u ứng d ờng cong J d ợc quan sat chỉ liên quan dến quan h th ng m i song ph ng với Mỹ. Suy thoai can can th ng m i song ph ng giữa Thai Lan với Mỹ kéo dai tới 3 quý sau khi pha gia tr ớc khi cuối cùng d ợc cải thi n. Mô hình phản ứng c a can can th ng m i dối với thay dổi tỷ gia hối doai phù hợp với hi u ứng d ờng cong J. Đối với Nh t Bản, can can th ng m i Thai Lan da cải thi n sau khi pha gia ngay cả trong ngắn h n. Do d6, phản ứng c a can can th ng m i Thai Lan dối với Nh t Bản không tuan theo d ờng cong J. Vi c phan chia dữ li u giúp cung c p m t phan tích chi tiết về cach can can th ng m i phản ứng với từng dối tac th ng m i c a m t quốc gia. Điều nay thừa nh n thực tế la m t số dối tac th ng m i c a m t quốc gia t ng dối quan trọng h n cac quốc gia khac va vi c tổng hợp dữ li u, dặc bi t dối với cac quốc gia c6 m t hoặc hai dối tac th ng m i t ng dối lớn c6 thể dẫn dến kết quả sai l ch. Bahmani-Oskooee va Ratha (2007) diều tra ảnh h ởng c a tỷ gia hối doai lên can can th ng m i c a Thụy Điển. Mục tiêu chính c a nghiên cứu la diều tra Xem li u d ờng cong Jc6 tồn t i ở dữ li u phan tach song ph ng giữa Thụy Điển va 17 dối tac th ng m i hay không, sử dụng dữ li u chuỗi thời gian hang quý từ 1980 dến 2005. Dữ li u d ợc phan chia theo nghĩa la c6 m t phan tích riêng dối với từng dối tac th ng m i c a Thụy Điển. Mô hình thực tế cũng nắm bắt những ảnh h ởng c a thu nh p trong va ngoai n ớc dối với can can th ng m i. Cac tac d ng ngắn h n va dai h n c a thay dổi tỷ gia hối doai d ợc phan tích theo ph ng phap kiểm dịnh d ờng baotừ mô hình ARDL. Ở c p d song ph ng, bằng chứng về mối quan h ngắn h n giữa tỷ gia hối doai va can can th ng m i da d ợc tìm th y ở 14 trong số 17 dối tac th ng m i c a Thụy Điển. Nh ng bằng chứng c a d ờng cong J chỉ d ợc tìm th y trong mối quan h song ph ng với 5 quốc gia Áo, Đan M ch, Ý, Ha Lan va Anh. Trong 5 mối quan h th ng m i song ph ng khac c a Thụy Điển, hi u ứng tiêu cực ngắn h n c a m t gia tiền t d ờng nh vẫn tồn t i ngay cả trong dai h n. Nhìn chung, sự m t gia c a dồng tiền Thụy Điển da dẫn dến sự cải thi n dai h n trong can can th ng m i. 22 M t nghiên cứu khac c a Stucka (2004) phan tích tac d ng c a thay dổi tỷ gia hối doai thực dối với can can th ng m i c a Croatia. Nghiên cứu nay sử dụng ba biến thể c a mô hình ARDL d ợc phat triển bởi Pesaran va c ng sự (1996), Bewley (1979) va Wickens va Breusch (1988) dể kiểm tra sự dồng liên kết va d ng lực ECM ngắn h n giữa cac biến. Dữ li u chuỗi thời gian hang quý d ợc sử dụng từ năm 1994 dến 2002. Can can th ng m i la tổng hợp tỷ l Xu t kh u va nh p kh u c a 6 dối tac th ng m i lớn c a Croatia. Khoảng 55% tổng giao dịch c a Croatia la với sau dối tac th ng m i lớn nay. Nhìn chung, hoan vị c a ba ph ng phap ARDL va hai th ớc do năng lực c nh tranh mang l i kết quả t ng tự về mối quan h c a tỷ gia hối doai thực với can can th ng m i. M t gia tỷ gia hối doai thực c a Croatia c6 hi u quả trong vi c cải thi n can can th ng m i trong dai h n. Tuy nhiên, trong ngắn h n do ảnh h ởng c a hi u ứng d ờng cong J, can can th ng m i ban d u X u di. Suy giảm can can th ng m i sau khi m t gia trung bình lên dến m t quý tr ớc khi cải thi n. Tính trung bình, cải thi n can can th ng m i từ 0,94 dến 1,3% la do sự m t gia dai dẳng 1% trong tỷ gia hối doai. Cac nghiên cứu cho Vi t Nam cũng t ng dối da d ng. Nghiên cứu g n day c a Le Hoang Phong va c ng sự (2017) Xac minh sự tồn t i c a cac tac d ng ngắn h n va dai h n c a tỷ gia hối doai thực lên can can th ng m i t i Vi t Nam bằng cach sử dụng ph ng phap tự hồi quy phan phối trễ (ARDL), sử dụng dữ li u theo quý trong giai do n từ 2000Q1 dến 2015Q4. Trong ngắn h n, mô hình sai số hi u chỉnh (ECM) dựa trên ph ng phap ARDL chỉ ra rằng pha gia thực n i t c6 tac d ng tiêu cực dến can can th ng m i; trong dai h n, pha gia thực n i t c6 tac d ng tích cực dến can can th ng m i, ham ý sự hi n di n c a mẫu hình d ờng cong J t i Vi t Nam, vốn cũng d ợc Xac nh n trong ham phản ứng d y (IRF). Thi Xuan Thom (2017) phan tích cac b ớc di c a tỷ gia hối doai va can can th ng m i trong giai do n 2001-2015 va diều tra Xem li u sự m t gia sẽ ảnh h ởng can can th ng m i theo mẫu hình hi u ứng d ờng cong J hay không. Phat hi n c a nghiên cứu la sau khi m t gia, can can th ng m i X u di trong hai quý d u tiên va sau d6 bắt d u cải thi n cho dến quý thứ sau. Sau sau quý, can can th ng m i l i r i vao tình tr ng tham hụt va tiếp tục tăng giảm d t ng t. Với cac cau trả lời d ợc minh họa từ phan tích, phản ứng can can th ng m i