ỨNG DỤNG mô HÌNH hồi QUY PHÂN TÍCH sự tác ĐỘNG của các yếu tô KINH tế tác ĐỘNG đến cán cân THƯƠNG mại VIỆT NAM

Cuộc tranh luận diễn ra sôi nổi khi cácnghiên cứu khoa học từ nhiều quốc gia khác ngoài nước đến trong nước cũng lầnlượt kết luận có nhiều yếu tố tác động đến cán cân thương mại.. Việt N

TỔNG QUAN VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU

Lý do chọn đề tài

Trước xu thế phát triển của thương mại quốc tế ngày càng rộng rãi, những sự kiện tài chính quốc tế diễn ra ngày càng ảnh hưởng đến kinh tế của các quốc gia trên phạm vi toàn thế giới, do đó các mối quan hệ tài chính ngày càng trở nên được quốc tế hóa Sự kiện Việt Nam chính thức trở thành thành viên của Tổ chức thương mại thế giới (WTO) vào ngày 11/01/2017 đánh dấu một bước bước tiến lớn trong quá trình hội nhập kinh tế quốc tế tuy nhiên bối cảnh kinh tế thế giới sau hơn

5 năm gia nhập WTO với những biến động khó lường đặc biệt là cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới đã tác động mạnh mẽ đến nền kinh tế nước ta nói chung và cán cân thương mại nói riêng Cán cân thương mại là chênh lệch giữa giá trị bằng tiền của xuất khẩu so với nhập khẩu của met nền kinh tế trong một thời kì nhất định Đó là mối quan hệ giữa nhập khẩu và xuất khẩu Của một quốc gia Cán cân thương mại được biết đến như thặng dư thương mại nếu xuất khẩu nhiều hơn nhập khẩu; ngược lại, nó được gọi là thâm hụt thương mại.

Nguyễn Hoài Trinh (2013) kết luận vấn đề nhập siêu hàng hóa của hầu hết các quốc gia vẫn đóng một vai trò khá quan trọng trong quá trình tăng trưởng và phát triển kinh tế; tuy nhiên, nếu nhập siêu của các quốc gia ở mức cao và kéo dài gây ra tác động tiêu cực đến nền kinh tế đồng thời ảnh hưởng đến việc điều hành chính sách tiền tệ Nguyễn Ngọc Bảo (2010) cho rằng nhiều nguyên nhân khác tác động đến cán cân thương mại không chỉ có tỷ giá hối đoái Nguyễn Văn Phúc (2011) khẳng định tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại chỉ có thể giải thích được 40% biến động cán cân thương mại Cuộc tranh luận diễn ra sôi nổi khi các nghiên cứu khoa học từ nhiều quốc gia khác ngoài nước đến trong nước cũng lần lượt kết luận có nhiều yếu tố tác động đến cán cân thương mại Rất nhiều nhà nghiên cứu chỉ quan tâm đến các tác động của tỷ giá hối đoái, điều này có đủ để mang lại sự ổn định của cán cân thương mại hay không? Hay cán cân thương mại còn chịu sự tác động của các yếu tố khác?

Trong mấy năm gần đây, nền kinh tế nước ta đã trải qua những thăng trầm do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính toan cầu: tăng trưởng cao nhưng chưa ổn định, lạm phát tăng cao (năm 2008) và đặc biệt hơn nữa đó là tình trạng thâm hụt cán cân vãng lai bắt nguồn từ thâm hụt cán cân thương mại ngày càng gia tăng Bên cạnh đó do tác động của khủng hoảng tài chính toàn cầu và hiện trạng môi trường đầu tư của Việt Nam chưa được cải thiện như mong đợi, dòng vốn đầu tư trực tiếp và gián tiếp nước ngoài vào Việt Nam chưa tăng trưởng vững chắc Hiện trạng này chắc chắn sẽ gây sức ép không nhỏ đến cán cân thanh toán quốc tế về khả năng chống đỡ các cú sốc bên ngoài và tính bền vững của nền kinh tế khi dự trữ ngoại hối của quốc gia.

Nhận thức được tầm quan trọng cũng như vai trò của cán cân thương mại trong nền kinh tế cũng như mong muốn tìm hiểu những nguyên nhân dẫn đến việc bị ảnh hưởng của cán cân thương mại bới các yếu tố kinh tế đồng thời đưa ra một số kiến nghị và giải pháp nhằm khắc phục cán cân thương mại Việt Nam có xu hướng thu hẹp, từ thực trạng trên Chính vì thế, nhóm chúng em đã chọn đề tài nghiên cứu

“Ứng dụng mô hình hồi quy phân tích sự tác động của các yếu tô kinh tế tác động đến cán cân thương mại Việt Nam”.

Mục tiêu nghiên cứu

- Xem xét sự tác động của một số yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại Việt Nam.

- Xác định mức độ tác động của các yếu tố đến cán cân thương mại tại Việt Nam.

- Đưa ra gợi ý một số chính sách ổn định cán cân thương mại Việt Nam.

Đối tượng nghiên cứu

Các yếu tố kinh tế như cán cân thương mại, đầu tư trực tiếp nước ngoài, tỷ giá hối đoái và lạm phát tại Việt Nam giai đoạn 1991- 2019

Phạm vi nghiên cứu

Phạm vi quốc gia Việt Nam

Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích định lượng qua mô hình hồi quy đa biến để phân tích sự tác động của các yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại,cùng với sự hỗ trợ của phần mềm EVIEWS 10.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT NGHIÊN CỨU

Các khái niệm về cán cân thương mại

Cán cân thương mại của một quốc gia là một bảng kết toán ghi chép các giao dịch về mặt giá trị, ghi chép các giao dịch xuất khẩu, giao dịch nhập khẩu hànghóa và dịch vụ giữa một nước với phần còn lại của thế giới, trong một khoảng thời gian nhất định, thường là một năm Cán cân thương mại là một mục trong tài khoản vãng lai của cán cân thanh toán quốc tế Cán cân thương mại ghi lại những thay đổi trong xuất khẩu và nhập khẩu của một quốc gia trong một khoảng thời gian nhất định (quý hoặc năm) cũng như mức chênh lệch giữa chúng (xuất khẩu trừ đi nhập khẩu). Khi mức chênh lệch là lớn hơn 0, thì cán cân thương mại có thặng dư Ngược lại, khi mức chênh lệchnhỏ hơn 0, thì cán cân thương mại có thâm hụt Khi mức chênh lệch đúng bằng 0, cán cân thương mại ở trạng thái cân bằng Cán cân thương mại còn được gọi là xuất khẩu ròng hoặc thặng dư thươngmại.

- Khi cán cân thương mại có thặng dư, xuất khẩu ròng/thặng dư thương mạimang giá trị dương.

- Khi cán cân thương mại có thâm hụt, xuất khẩu ròng/thặng dư thương mạimang giá trị âm Lúc này còn có thể gọi là thâm hụt thương mại Tuy nhiên, cần lưu ý là các khái niệm xuất khẩu, nhập khẩu, xuất khẩu ròng, thặng dư/thâm hụt thương mại trong lý luận thương mại quốc tế rộng hơn các trong cách xây dựng bảng biểu cáncân thanh toán quốc tế bởi lẽ chúng bao gồm cả hàng hóa lẫn dịch vụ.

Nguyễn Văn Tiến (2012) cho rằng cán cân thương mại là một mục trong tài khoản vãng lai của cán cân thanh toán quốc tế Cán cân thương mại ghi lại những thay đổi trong xuất khẩu và nhập khẩu của một quốc gia trong một khoảng thời gian nhất định (quý hoặc năm); cán cân thương mại còn được gọi là xuất khẩu ròng hoặc thặng dư thương mại Khi cán cân thương mại có thặng dư, xuất khẩu ròng/thặng dư thương mại mang giá trị dương; khi cán cân thương mại có thâm hụt, xuất khẩu ròng/thặng dư thương mại mang giá trị âm, lúc này còn có thể gọi là thâm hụt thương mại Tuy nhiên, cần lưu ý là các khái niệm xuất khẩu, nhập khẩu, xuất khẩu ròng, thặng dư/thâm hụt thương mại trong lý luận thương mại quốc tế rộng hơn các trong cách xây dựng bảng biểu cán cân thanh toán quốc tế bởi lẽ chúng bao gồm cả hàng hóa lẫn dịch vụ.Đinh Trọng Thịnh (2012) kết luận cán cân thương mại là sự kết hợp của hai nhóm:thương mại hữu hình là xuất khẩu và nhập khẩu hàng hóa; thương mại vô hình là xuất khẩu và nhập khẩu dịch vụ; hay còn gọi là xuất khẩu ròng hàng hóa và dịch vụ; nếu xuất khẩu ròng có giá trị dương, thì nền kinh tế có thặng dư thương mại; nếu nhập khẩu vượt quá xuất khẩu, thì nền kinh tế bị thâm hụt thương mại.

Đo lường cán cân thương mại

Đo lường cán cân thương mại được tính theo công thức:

NX: Cán cân thương mại

Các yếu tô tác động đến cán cân thương mại

Nhập khẩu có xu hướng tăng khi tổng sản phẩm quốc nội - GDP tăng và thậm chí còn tăng nhanh hơn Sự gia tăng của nhập khẩu khi GDP tăng phụ thuộc xu hướng nhập khẩu biên (MPZ) MPZ là phần của GDP có thêm mà người dân muốn chi cho nhập khẩu

Ngoài GDP, nhập khẩu còn phụ thuộc giá cả tương đối giữa hàng hóa sản xuất trong nước và hàng hóa sản xuất tại nước ngoài Nếu giá cả trong nước tăng tương đối so với giá thị trường quốc tế thì nhập khẩu sẽ tăng lên và ngược lại

Diễn biến xuất khẩu phụ thuộc vào tình hình giá cả của nước khác, vì giá trị nhập khẩu của nước này lại chính là giá trị xuất khẩu của nước khác Bởi vậy xuất khẩu chủ yếu phụ thuộc vào sản lượng và thu nhập của các quốc gia bạn hàng. Trong các mô hình kinh tế, xuất khẩu thường được coi là yếu tố tự định

Quan niệm FDI có tác động tahy thế cho cán cân thương mại Khi các quốc gia thực hiện các chính sách kiểm soát chặt chẽ sản lượng nhập khẩu Trước những hàng rào bảo hộ thương mại đó, các nhà sản xuất phải chuyển sang đầu tư là xây dựng các cơ sở sản xuất ngay trên nước nhập khẩu hàng hóa của mình Đầu tư trực tiếp đó đã tránh được rào cản thương mại, nhưng vẫn phục vụ được nhu cầu khách hàng quốc tế

Quan điểm FDI có tác động hỗ trợ cho cán cân thương mại, các dự án đầu tư trực tiếp nước ngoài nếu được phát triển mạnh có thể xuất khẩu sang một nước thứ ba hoặc xuất khẩu ngược lại cho chủ đầu tư.

Thực tế hai dạng tác động tác động trên rất khó phân biệt với nhau Nói chung, quan hệ giữa FDI và xuất khẩu phụ thuộc vào loại hình FDI, lĩnh vực đầu tư, chiến lược của các nhà đầu tư và các nước nhận đầu tư.

 Tỷ giá hối đoái Đây chính là yếu tố quan trọng có tác động trực tiếp đến giá tương đối giữa hàng hóa sản xuất trong nước với hàng hóa trên thị trường quốc tế Khi tỷ giá đồng tiền của một quốc gia tăng lên thì giá cả của hàng hóa nhập khẩu sẽ trở nên rẻ hơn, trong khi giá hàng xuất khẩu lại trở nên đắt đỏ hơn.

Vì thế việc tỷ giá đồng nội tệ tăng lên sẽ gây bất lợi cho xuất khẩu và thuận lợi cho nhập khẩu, kết quả là xuất khẩu ròng giảm Ngược lại, khi tỷ giá đồng nội tệ giảm xuống, xuất khẩu sẽ có lợi thế trong khi nhập khẩu gặp bất lợi và xuất khẩu ròng tăng lên.

Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com)

Khi thu nhập trong nước tăng, nhu cầu nhập khẩu hàng hóa cũng đồng thời tăng theo Khi kinh tế nước ngoài tăng trưởng, họ cũng tăng nhu cầu nhập khẩu hàng hóa từ nước khác và làm cho xuất khẩu của đối tác thương mại tăng theo Mức thu nhập của người tiêu dùng trong nước và người tiêu dùng nước ngoài đều ảnh hưởng đến cán cân thương mại.

Tỷ lệ trao đổi là yếu tố biểu hiện giá mà một nước có thể chấp nhận trả cho hàng hóa nhập khẩu với giá xuất khẩu của nước đó Hiểu một cách đơn giản đây chính là tỷ số giữa giá xuất khẩu và giá nhập khẩu Do đó, tỷ lệ trao đổi có ảnh hưởng đến cán cân thương mại

Tác động các yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại

Theo Chính phủ Việt Nam (2010), khoản 9 điều 4 của Pháp lệnh ngoại hối trong nghị định số 160/2006/NĐ-CP đưa ra định nghĩa như sau: “Tỷ giá hối đoái của đồng Việt Nam là giá của một đơn vị tiền tệ nước ngoài tính bằng đơn vị tiền tệ của Việt Nam” Mankiw (2010) cho rằng tỷ giá gồm 2 loại như sau:

- Tỷ giá danh nghĩa: là giá tương đối giữa đồng tiền của hai quốc gia; trong đó, có hai phương phát yết giá tỷ giá hối đoái trên thị trường như sau: yết giá trực tiếp, là phương pháp biểu thị giá trị một đơn vị ngoại tệ thông qua một số lượng nội tệ nhất định; yết giá gián tiếp, là phương pháp biểu thị giá trị một đơn vị nội tệ thông qua một số lượng ngoại tệ nhất định.

- Tỷ giá hối đoái thực: là giá tương đối của hàng hóa ở hai quốc gia, nghĩa là tỷ giá hối đoái thực cho biết tỷ lệ mà dựa vào đó hàng hóa của một quốc gia được trao đổi với hàng hóa của quốc gia khác Khi có nhiều hàng hóa và dịch vụ trong hoạt động ngoại thương, mức giá được dùng để tính tỷ giá hối đoái thực là chỉ số giá.

Nguyễn Văn Tiến (2010) kết luận tỷ giá là một biến số kinh tế, tác động hầu hết các mặt kinh tế, trong đó, tác động của tỷ giá đến hoạt động xuất nhập khẩu là rõ ràng và nhanh chóng Điều này dẫn đến việc chính phủ sẽ thông qua cơ chế điều hành tỷ giá và hệ thống các công cụ can thiệp nhằm đạt mức tỷ giá nhất định, để tỷ giá tác động tích cực đến hoạt động xuất nhập khẩu hàng hóa và dịch vụ của quốc gia.

Dựa vào lý thuyết trên và các nghiên cứu trước có liên quan, tác giả cho rằng tỷ giá hối đoái là yếu tố kinh tế có mối quan hệ tác động đối với cán cân thương mại.

Nguyễn Văn Tiến (2012) kết luận khi các nhân tố không đổi, nếu tỷ lệ lạm phát của một nước cao hơn ở nước ngoài, lảm giảm sức cạnh tranh của hàng hóa nước này trên thị trường quốc tế, do đó, làm cho khối lượng xuất khẩu giảm Nếu một quốc gia có tỷ lệ lạm phát tăng so với các quốc gia khác có quan hệ mậu dịch, thì tài khoản vãng lai của quốc gia này sẽ giảm đi nếu các yếu tố khác bằng nhau Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định (2013) kết luận lạm phát tăng do người tiêu dùng và các doanh nghiệp trong nước hầu như sẽ tăng mua hàng từ các nước ngoài (do lạm phát trong nước cao hơn); đồng thời, xuất khẩu sang các nước khác sẽ sụt giảm. Biến tỷ lệ lạm phát được sử dụng trong nghiên cứu của Joseph (2013) kết luận có mối liên hệ tác động trái chiều đối với cán cân thương mại.

Từ những lập luận trên, tác giả cho rằng lạm phát có mối quan hệ đến cán cân thương mại, có nghĩa là lạm phát là yếu tố kinh tế tác động vào cán cân thương mại.

2.4.3 Đầu tư trực tiếp nước ngoài

Theo Luật đầu tư (2006), đầu tư là việc nhà đầu tư bỏ vốn bằng các loại tài sản hữu hình hoặc vô hình để hình thành tài sản tiến hành các hoạt động đầu tư; Đầu tư trực tiếp là hình thức nhà đầu tư bỏ vốn đầu tư và tham gia quản lý các hoạt động đầu tư; Nhà đầu tư nước ngoài là tổ chức, cá nhân nước ngoài bỏ vốn để thực hiện hoạt động đầu tư tại Việt Nam; Doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài bao gồm doanh nghiệp do nhà đầu tư nước ngoài thành lập để thực hiện hoạt động đầu tư tại Việt Nam hoặc doanh nghiệp Việt Nam do nhà đầu tư nước ngoài mua cổ phần, sáp

Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) nhập, mua lại Như vậy, FDI là hình thức đầu tư trực tiếp do nhà đầu tư nước ngoài bỏ vốn

Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) đầu tư bằng tiền hoặc các tài sản hợp pháp khác và tham gia quản lý hoạt động đầu tư.

Dựa vào những lập luận trên, tác giả cho rằng FDI là yếu tố kinh tế có mối quan hệ tác động đến cán cân thương mại.

2.4.4 Tổng quan nghiên cứu trước

Nguyễn Hoài Trinh (2013) nghiên cứu về tác động qua lại giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1999 – 2012 Dựa trên các nghiên cứu trước, tiến hành xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính với các biến phụ thuộc là cán cân thương mại được biểu hiện bằng tỷ số của xuất khẩu trên nhập khẩu; và các biến độc lập bao gồm: tỷ số đầu tư trực tiếp nước ngoài(FDI) vào Việt Nam trên GDP Việt Nam, chỉ số tăng trưởng GDP trung bình của các đối tác với trọng số là tỷ trọng thương mại giữa Việt Nam và các đối tác, chỉ số tăng trưởng GDP của Việt Nam, và tỷ giá hối đoái thực đa phương của tiền đồng Việt Nam.

Kết quả nghiên cứu cho thấy, khi các yếu tố khác không thay đổi, cán cân thương mại Việt Nam bị tác động ngược chiều bởi các yếu tố vĩ mô là tỷ số dòng vốn FDI vào trên GDP Ngoài ra, chỉ số tăng trưởng GDP Việt Nam, chỉ số tăng trưởng GDPw của các đối tác tác động mạnh cùng chiều với cán cân thương mại bởi tỷ giá thực đa phương.

Nguyễn Văn Phúc và Phạm Thị Tuyết Trinh (2011) nghiên cứu tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam trong ngắn hạn và dài hạn Nghiên cứu sử dụng mô hình được phát triển bởi Tihomir (2004) dựa trên mô hình chuẩn của Goldstein và Kahn (1985).

= 𝐸 1 + 1 + 𝐸 2 + 𝐸 3 𝐸𝐸𝐸 ∗ + Kết quả nghiên cứu khẳng định tỷ giá hối đoái thực có tác động cùng chiều với cán cân thương mại trong dài hạn và tác động ngược chiều với cán cân thương mại trong ngắn hạn.

Nhìn vào tổng quan các nghiên cứu trước tác giả rút thấy hầu hết các nghiên cứu này đều sử dụng các biến yếu tố kinh tế như tỷ giá hối đoái, lạm phát, GDP, thu nhập cá nhân, FDI và các yếu tố kinh tế khác để đánh giá các tác động đến cán cân thương mại tùy vào trường hợp của từng quốc gia chủ nhà Điều này chứng tỏ các yếu tố kinh tế này luôn biến động theo từng trường hợp cụ thể của nghiên cứu từng quốc gia hay khu vực kinh tế.

Dựa vào lý thuyết và các kết quả các nghiên cứu trước có thể thấy cũng phù hợp với lập luận của tác giả về nhóm các yếu tố kinh tế có mối quan hệ tác động đến cán cân thương mại Khác với các nghiên cứu trước, chúng tôi tập trung vào nghiên cứu tác động của các yếu tố kinh tế như tỷ giá hối đoái, lạm phát, FDI Để xác định mức độ tác động các yếu tố kinh tế đối với Việt Nam, từ đó đề xuất các kiến nghị áp dụng Thời gian của số liệu nghiên cứu cập nhật từ năm 1991 đến năm 2019 vì trong giai đoạn này kinh tế Việt Nam gặp khá nhiều biến động.

Mô hình nghiên cứu

Từ các lý thuyết về các yếu tố kinh tế tác động đến cán cân thương mại và các nghiên cứu trước có liên quan, tác giả tổng kết nhóm các yếu tố kinh tế chính tác động đến cán cân thương mại bao gồm: tỷ giá hối đoái, lạm phát, đầu tư trực tiếp nước ngoài Từ đây, nhóm có đề xuất sơ đồ các yếu tố kinh tế tác động vào cán cân thương mại như sau:

Sơ đồ 2-1: Các yếu tố kinh tế ảnh hướng đến cán cân thương mại

Trên cơ sở này, nhóm có đề xuất xây dựng mô hình với mục đích nghiên cứu tác động các yếu tố kinh tế vào cán cân thương mại của Việt Nam Mô hình đề xuất cho đề tài như sau:

Ký hiệu Tên gọi Đơn vị tính Nguồn

CCTM Cán cân thương mại Triệu USD GSO

ER Tỷ giá hối đoái VND/USD IMF

LP Tỷ lệ lạm phát % Vietstock

FDI Đầu tư trực tiêp nước ngoài Triệu USD WorlBank

Giả thuyết

Hiện nay có rất nhiều nghiên cứu về mối quan hệ tác động qua lại giữa tỷ gia hối đoái và cán cân thương mại Trong những nghiên cứu đó, có những kết quả cho thấy tỷ giá hối đoái có tác động cùng chiều đối với cán cân thương mại như nghiên cứu của Rose (1989), Nguyễn Hoài Trinh (2013), Phan Thanh Hoàn (2007)… Nhưng cũng có kết quả trái ngược lại hay nói cách khác là tỷ giá hối đoái có tác động trái chiều với cán cân thương mại như Martin (2008), … Trong nghiên cứu này, tác giả đặt giả thuyết nghiên cứu được như sau:

Giả thuyết 1: Yếu tố tỷ giá hối đoái có sự tác động trái chiều với cán cân thương mại của Việt Nam.

Lạm phát được Joseph (2013) nghiên cứu đưa vào mô hình cho kết quả tiêu cực có nghĩa là lạm phát càng tăng càng làm thâm hụt cán cân thương mại, điều này cho thấy lạm phát tác động trái chiều với cán cân thương mại Chính vì vậy, nghiên cứu này đặt giả thuyết như sau:

Giả thuyết 2: Yếu tố lạm phát có sự tác động trái chiều với cán cân thương mại của Việt Nam.

2.6.3 Đầu tư trực tiếp nước ngoài

Trong nghiên cứu của Mohammad (2010) đã cho rằng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài có tác động trái chiều đến cán cân thương mại, kết quả này cũng giống với kết quả của Mbayani (2006) và Trần Trung Kiên (2012) Tuy nhiên, trong nghiên cứu của Nguyễn Hoài Trinh (2013) và Joseph (2013) lại cho rằng FDI tác động ngược chiều với cán cân thương mại Từ những cơ sở này, tác giả đề xuất giả thuyết nghiên cứu như sau:

Giả thuyết 3: Yếu tố đầu tư trực tiếp nước ngoài có sự tác động trái chiều đến cán cân thương mại của Việt Nam.

Xác định và đo lường các biến

CCTM : là cán cân thương mại của của các quốc gia trong giai đoạn nghiên cứu năm 1991-2019 Với đề tài này nhóm có chọn số liệu là chênh lệch giữ xuất khẩu và nhập khẩu nhằm hướng sự tác động của các yếu tố đến cán cân thương mại. Đơn vị: triệu USD.

ER (Exchange Rate): là tỷ giá hối đoái danh nghĩa của các quốc gia trong khu vực Đông Nam Á Biến tỷ giá hối đoái được xem là yếu tố tác động chính đến cán cân thương mại qua hầu hết các nghiên cứu trước có liên quan Để tiện cho việc nghiêncứu, tác giả sử dụng tỷ giá USD/nội tệ - đơn vị tiền tệ của nước nghiên cứu, điều này sẽ thấy rõ giá trị tiền của các quốc gia này so với USD – là đơn vị tiền quốc tế thông dụng hiện nay, đây cũng là cách yết giá trực tiếp được sử dụng rộng rãi hầu hết các quốc gia trên thế giới nói chung và tất cả các nước khu vực Đông Nam Á nói riêng.

Từ các lý thuyết nêu ở phần trên và các nghiên cứu trước có liên quan, hầu như các tác giả đều cho rằng tỷ giá hối đoái là tác động chính đến cán cân thương mại Tuy nhiên, các tác giả lại đưa ra nhiều kết quả nghiên cứu khác nhau, một số cho

Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) rằng tỷ giá hối đoái tăng sẽ cải thiện được cán cân thương mại nên các quốc gia sẽ có xu hướng điều chỉnh giảm giá nội tệ, tăng giá ngoại tệ nhằm thu hút xuất khẩu, hoặc ngược lại, tỷ giá hối đoái giảm mới cải thiện được cán cân thương mại Thực tế đã có một số nghiên cứu trước có đề cập đến từng giai đoạn tác động của tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại trong ngắn hạn và dài hạn cũng khác nhau Việc điều chính tỷ giá hối đoái tăng trong lâu dài như vậy dẫn đến giá trị nội tệ trở nên mất giá, làm cho giá trị hàng hóa trong nước có xu hướng cao hơn hàng xuất khẩu; bên cạnh đó, các doanh nghiệp quá chú trọng đến hàng xuất khẩu sang nước ngoài mà quên đi phát triển chất lượng hàng nội địa, dẫn đến dân chúng có xu hướng ngày càng dùng hàng ngoại nhập nhiều làm gia tăng khối lượng nhập khẩu, dẫn đến cán cân thương mại thâm hụt.

Do vậy, trong nghiên cứu này căn cứ vào thời gian và đối tượng nghiên cứu, tác giả đề xuất tỷ giá hối đoái càng cao càng làm thâm hụt cán cân thương mại; kỳ vọng biến ER mang dấu (-)

LP: là lạm phát được đánh giá bởi chỉ số giá tiêu dùng qua các năm, đơn vị: % Lạm phát là sự mất giá của giá trị nội tệ nước chủ nhà, điều này dẫn đến việc hàng hóa trong nước trở nên đắt đỏ hơn so với hàng ngoại nhập, người dân sẽ bắt đầu có xu hướng không dùng hàng nội địa mà chuyển sang sử dụng hàng ngoại nhập Từ sự thay đổi của thị trường hàng hóa dẫn đến thay đổi thị trường tài chính quốc tế, vì nhập khẩu càng nhiều càng làm cho cán cân thương mại thâm hụt.

Do vậy, trong nghiên cứu này, tác giả đề xuất tỷ lệ lạm phát càng cao càng dẫn đến thâm hụt cán cân thương mại, kỳ vọng mang dấu (-).

FDI (Foreign Direct Investment): Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài, đơn vị: %. Đầu tư trực tiếp nước ngoài là cơ hội tốt nhằm tạo điều kiện phát triển kinh tế nước chủ nhà vì thu hút được nhiều nguồn vốn cho các doanh nghiệp trong nền kinh tế quốc gia chủ nhà Tuy nhiên, các doanh nghiệp trong nước chủ nhà muốn sử dụng nguồn vốn FDI hiệu quả thì cần nhập khẩu máy móc trang thiết bị hiện đại nhằm phục vụ sản xuất kinh doanh Khi máy móc nhập khẩu nhiều tác động đến cán cân thương mại, dẫn đến thâm hụt cán cân thương mại.

Trong đề tài này, tác giả đề xuất giả thiết biến FDI càng tăng càng làm thâm hụt cán cân thương mại, kỳ vọng biến FDI mang dấu (-).

Từ các giả thuyết và nội dung được nêu ở trên, nhóm đã tổng hợp lại dấu kỳ vọng các mối mối tương quan của các yếu tố kinh tế tác động đến cán cân thương mại của Việt Nam thông qua bảng sau:

Ký hiệu Tên biến Dấu kỳ vọng

ER Tỷ giá hối đoái (-)

LP Tỷ lệ lạm phát (-)

FDI Đầu tư trực tiếp nước ngoài (-)

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp

Phương pháp nghiên cứu và phân tích dữ liệu

Phương pháp nghiên cứu định lượng sẽ được sử dụng để kiếm tra giả thuyết nghiên cứu được đặt ra Mô hình hồi quy được sử dụng để khảo sát tương quan của các biến độc lập đến biến phụ thuộc Biến cán cân thương mại là biến phụ thuộc còn biến độc lập là biến tỷ giá hối đoái, lạm phát, FDI. Đề tài sử dụng phần mềm Excel và Stata 11 để tính toán các bài toán về thống kê mô tả và phân tích hồi quy dữ liệu bảng Cấu trúc dữ liệu bảng được kết hợp từ 2 thành phần: thành phần dữ liệu chéo (cross section) và thành phần dữ liệu chuỗi thời gian (time series).

Việc phân tích dữ liệu bắt đầu bằng thống kê mô tả toàn bộ dữ liệu, từ tính trung bình, sai số chuẩn, trung vị và độ lệch chuẩn để quan sát tổng thể về các dữ liệu thu thập được Sau đó, nghiên cứu tiếp tục phân tích ma trận tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập cho thấy chiều hướng tác động giữa biến độc lập và các biến phụ thuộc, đồng thời kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến.

Khi đã hoàn thành các bước trên, tác giả tiếp tục tiến hành kiểm định bộ dữ liệu này bao gồm các bước sau:

 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập

 Kiểm định phương sai thay đổi của sai số

 Kiểm định hiện tượng tự tương quan của sai số Cuối cùng, nhóm thực hiện mô hình hồi quy.

PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thống kê mô tả

Mô hình nghiên cứu có biến phụ thuộc là Cán cân thương mại (TB) và 3 biến độc lập là các biến yếu tố kinh tế thời gian từ 1991 – 2019, tổng cộng 22 quan sát. Giá trị thống kê mô tả các biến thực hiện theo các bước sau:

Từ cửa sổ Eviews, chọn Quick  Group statistics Descriptivve statistics 

Common sample  nhập biến cctm er lp fdi  OK

Giá trị thống kê mô tả các biến như sau:

Nguồn: Tính toán từ phần mềm Eviews 10

Bảng 3-1: Thống kê mô tả

Biến cán cân thương mại (CCTM) có giá trị trung bình là 3.412,241 triệu USD, với độ lệch chuẩn là 6.880,104 triệu USD trong giai đoạn 1991 – 2019 Biến CCTM đạt giá trị lớn nhất là 18.028,7 triệu USD và nhỏ nhất là -10.833,6 triệu USD.

Biến tỷ giá hối đoái có giá trị trung bình là 18.303,09, với độ lệch chuẩn là 3.234,853 trong giai đoạn 1991 – 2019 Biến ER đạt giá trị lớn nhất là 23.155 và nhỏ nhất là 13.890.

Biến lạm phát (LP) có giá trị trung bình là 6,397273% , với độ lệch chuẩn là 5,480580% trong giai đoạn 1991 – 2019 Biến LP đạt giá trị lớn nhất là 19,9% và nhỏ nhất là -0,6%.

Biến đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) có giá trị trung bình là 1.049,555 triệuUSD, với độ lệch chuẩn là 1.188,671 triệu USD trong giai đoạn 1991 – 2019 BiếnFDI đạt giá trị lớn nhất là 3.503 triệu USD và nhỏ nhất là 1,9 triệu USD.

Phân tích ma trận hệ số tương quan

Hệ số tương quan là chỉ số thống kê đo lường mức độ mạnh yếu của mối quan hệ giữa 2 biến số Đối với đề tài này nhóm khảo sát hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu nhầm kiểm tra sơ lượt mước độ biến thiên giữa các biến trước khi chạy mô hình hồi quy Hệ số tương quan được thức hiện theo các bước sau:

Từ cửa sổ Eviews, chọn Quick  Group statistics  Correlations  nhập biến CCTM ER LP FDI  OK

Bảng 3-2: Kết quả ma trận tương quan

Hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu đều nhỏ hơn 0,7 và ta có thể kết luận rằng các biến tham gia vào mô hình nghiên cứu là phù hợp.

Kết quả hồi quy

Từ các dữ liệu thu thập được của các yếu tố , nhóm tiến thành chạy mô hình hồi quy Các bước thực hiện như sau:

Từ cửa sổ Eviews, chọn Quick  Estimate Equation  nhập CCTM C ER

FDI LP  chọn LS (Least Squares)  OK

Coefficien t Std Error t-Statistic Prob.

S.E of regression 3800.584 Akaike info criterion 19.48666

Sum squared resid 2.60E+08 Schwarz criterion 19.68503

Log likelihood -210.3533 Hannan-Quinn criter 19.53339

Bảng 3-3: Kết quả mô hình hồi quy

Mô hình hồi quy nhận được từ kết quả chạy mô hình:

Hệ số R-squared = 0,738444 (73,8444%) giải thích được 73,8444% sự phù hợp của mô hình Mô hình đạt mức 73,8444% > 50% cho thấy được mô hình đạt yêu cầu, mang ý nghĩa mạnh.

Hệ số β̂ 2 = −1.230624 , giải thích rằng khi tỷ giá hối đoái tăng 1 đơn vị và các yếu tố khác không đổi thì CCTM giảm −1.230624 triệu đồng.

Hệ số β̂ 3 = 2.781136, giải thích rằng khi đầu tư trực tiếp tăng 1 đơn vị và các yếu tố khác không đổi thì CCTM tăng 2.781136 triệu đồng.

Hệ số β̂ 4 = 481.6058, giải thích rằng khi lạm phát tăng 1 đơn vị và các yếu tố khác không đổi thì CCTM tăng 481.6058 triệu đồng.

Kiểm tra đa cộng tuyến (VIF)

Kiểm tra hiện tương đa cộng tuyến VIF (Variance Inflation Factors): là kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của các biến độc lập thông qua hệ số VIF Thông qua hệ số VIF kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến thông qua các trường hợp sau:

 Trường hợp 1: VIF < 2 thì không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

 Trường hợp 2: VIF > 2 Có dấu hiện xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

 Trường hợp 3: VIF > 10 chắc chắn xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

Các bước thực hiện để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến VIF như sau:

Từ cửa sổ mô hình, chọn View  Coefficient Diagnostics  Variance Inflation

Ta được kết quả như sau:

Obs*R-squared 7.731890 Prob Chi-Square(9) 0.5614

Scaled explained SS 5.495957 Prob Chi-Square(9) 0.7891

Variable Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob.

ER^2 0.937730 1.077973 0.869901 0.4014 ER*FDI -1.430847 3.999128 -0.357790 0.7267 ER*LP -208.4430 601.5960 -0.346483 0.7350

ER -32203.89 41063.76 -0.784241 0.4481 FDI^2 2.406443 9.453689 0.254551 0.8034 FDI*LP -2459.587 3056.244 -0.804774 0.4366 FDI 43180.63 77860.62 0.554589 0.5894 LP^2 297395.1 392848.3 0.757023 0.4636

S.E of regression 18779636 Akaike info criterion 36.63740

Bảng 3-4: Kết quả đa cộng tuyến VIF

Từ kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến VIF bên trên, nhóm có một số nhận xét như sau: Đối với biến ER: VIF = 1,298693 < 2 vì thế không có hiện tượng đa cộng tuyến.Đối với biến FDI: VIF = 1,953373 < 2 vì thế không có hiện tượng đa cộng tuyến Đối với biến LP: VIF = 1,691137 < 2 vì thế không có hiện tượng đa cộng tuyến.

Kiểm định các khuyết tật của mô hình nghiên cứu

3.5.1 Kiểm định phương sai thay đổi

Các bước thực hiện kiểm định phương sai thay đổi như sau:

Từ cửa sổ mô hình, chọn View  chọn Residual Diagnostics  chọn

Heteroskedasticity test  tại Test type chọn White  OK.

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

C 2.74E+08 3.72E+08 0.737876 0.4748 ER^2 0.937730 1.077973 0.869901 0.4014 ER*FDI -1.430847 3.999128 -0.357790 0.7267 ER*LP -208.4430 601.5960 -0.346483 0.7350

S.E of regression 18779636 Akaike info criterion 36.63740

Bảng 3-5: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi

+ H0: không xảy ra hiện tượng PSTD

+ H1: xảy ra hiện tượng PSTD

Với mức ý nghĩa 5% ta có

 Chưa có cơ sở bát bỏ H 0 vì vậy không có hiện tượng phương sai thay đổi.

3.5.2 Kiểm định tự tương quan

Kiểm định tự tương quan nhầm mục đích kiểm tra hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư (sai số).

Các bước thực hiện kiểm định tự tương quan như sau:

Từ cửa sổ mô hình, chọn View  chọn Residual Diagnostics  chọn Serial

Correlation LM test  Lags to include chọn 2  OK.

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable Coefficien t Std Error t-Statistic Prob.

R-squared 0.068682 Mean dependent var 1.74E-12 Adjusted R-squared -0.222355 S.D dependent var 3518.657 S.E of regression 3890.233 Akaike info criterion 19.59733 Sum squared resid 2.42E+08 Schwarz criterion 19.89488 Log likelihood -209.5706 Hannan-Quinn criter 19.66742 F-statistic 0.235992 Durbin-Watson stat 1.808655 Prob(F-statistic) 0.940883

Bảng 3-6: Kết quả kiểm định tự tương quan

+ H0: không xảy ra hiện tượng tự tương quan

+ H1: xảy ra hiện tượng tự tương quan

So sánh với mức ý nghĩa 5% ta có

 Chưa có cơ sở bát bỏ H 0 vì vậy không có hiện tượng tự tương quan.

Kiểm định Ramsey: là kiểm định mô hình có thiếu biến và dạng hàm đó có đúng hay không.

Các bước thực hiện kiểm định Ramsey như sau:

Từ cửa sổ mô hình, chọn View  chọn Stability Diagnostics  chọn Ramsey

Reset test  Number of fitter terms chọn 1  OK.

Specification: CCTM C ER FDI LP

Omitted Variables: Squares of fitted values

Sum of Sq df Mean

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

R-squared 0.753279 Mean dependent var 3412.241 Adjusted R-squared 0.695227 S.D dependent var 6880.104 S.E of regression 3798.249 Akaike info criterion 19.51918 Sum squared resid 2.45E+08 Schwarz criterion 19.76715 Log likelihood -209.7110 Hannan-Quinn criter 19.57760 F-statistic 12.97592 Durbin-Watson stat 1.484008 Prob(F-statistic) 0.000050

Bảng 3-7: Kết quả kiểm định Ramsey

+ H0 : MH không thiếu biến, dạng hàm đúng

+ H1 : MH thiếu biến, dạng hàm sai

 Chưa có cơ sở bát bỏ H0 vì vậy mô hình không thiếu biến, dạng hàm đúng.

3.5.4 Kiểm định các biến có cần thiết cho mô hình hay không

Các bước thực hiện kiểm định như sau:

Từ cửa sổ mô hình , chọn View  chọn Coefficeient Diagnostics  chọn Wald test  nhập c(2)=c(3)= c(4)=0  OK.

Test Statistic Value df Probabilit y

Null Hypothesis: C(2)=C(3)= C(4)=0 Null Hypothesis Summary:

Normalized Restriction (0) Value Std Err.

Restrictions are linear in coefficients.

Bảng 3-8: Kết quả kiểm định sự cần thiết của biến

+ H0: biến không cần thiết cho mô hình

+ H1: biến cần thiết cho mô hình

 Có cơ sở bát bỏ H0 vì vậy 3 biến ER LP FDI thực sự cần thiết cho mô hình.

Định dạng
Số trang	37
Dung lượng	450,19 KB