Tài liệu hạn chế xem trước, để xem đầy đủ mời bạn chọn Tải xuống
1
/ 37 trang
THÔNG TIN TÀI LIỆU
Thông tin cơ bản
Định dạng
Số trang
37
Dung lượng
450,19 KB
Nội dung
lOMoARcPSD|9234052 KHOA KINH TẾ - LUẬT Tiểu luận kết thúc mơn học Mơn học: MƠ HÌNH TÀI CHÍNH QUỐC TẾ ĐỀ TÀI: ỨNG DỤNG MƠ HÌNH HỒI QUY PHÂN TÍCH SỰ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TÔ KINH TẾ TÁC ĐỘNG ĐẾN CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TP.Hồ Chí Minh, tháng 04 năm 2021 lOMoARcPSD|9234052 LỜI CẢM ƠN Nhóm em xin gửi lời cảm ơn đến đội ngũ giảng viên, đặc biệt thầy, cô khoa Kinh tế - Luật trường Đại Học Tài Chính – Marketing Cảm ơn thầy, tận tình truyền đạt kiến thức cho sinh viên trường nói chung thân em nói riêng suốt thời gian học tập trường Đặc biệt, nhóm em xin cảm ơn Thầy tận tình hướng dẫn nhóm suốt thời gian học mơn Mơ hình tài quốc tế nhiệt tình hỗ trợ, giải đáp thắc mắc nhóm lúc hồn thành báo cáo tiểu luận kết thúc mơn học Do kiến thức cịn nhiều hạn chế thời gian tìm hiểu chưa sâu nên hẳn, báo cáo cịn nhiều điều sơ sót Kính mong nhận ý kiến nhận xét, góp ý thầy quý thầy, cô khoa để báo cáo tiểu luận chúng em hoàn thiện Nhóm em xin chân thành cảm ơn! i lOMoARcPSD|9234052 DANH MỤC BẢNG Bảng 2-1: Dấu kỳ vọng biến mơ hình 14 Bảng 3-1: Thống kê mô tả 16 Bảng 3-2: Kết ma trận tương quan 17 Bảng 3-3: Kết mơ hình hồi quy 18 Bảng 3-4: Kết đa cộng tuyến VIF 20 Bảng 3-5: Kết kiểm định phương sai thay đổi 21 Bảng 3-6: Kết kiểm định tự tương quan 22 Bảng 3-7: Kết kiểm định Ramsey 24 Bảng 3-8: Kết kiểm định cần thiết biến 25 DANH MỤC SƠ ĐỒ Sơ đồ 2-1: Các yếu tố kinh tế ảnh hướng đến cán cân thương mại 10 lOMoARcPSD|9234052 DANH MỤC VIẾT TẮT WTO Tổ chức thương mại quốc tế MPZ Nhập biên GDP Tổng sản phẩm quốc nội CCTM Cán cân thương mại FDI Đầu tư trực tiếp nước ngồi ER Tỷ giá hối đối lOMoARcPSD|9234052 MỤC LỤC LỜI CẢM ƠN i DANH MỤC BẢNG ii DANH MỤC SƠ ĐỒ ii DANH MỤC VIẾT TẮT iii MỤC LỤC iv CHƯƠNG TỔNG QUAN VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Đối tượng nghiên cứu 1.4 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT NGHIÊN CỨU 2.1 Các khái niệm cán cân thương mại 2.2 Đo lường cán cân thương mại 2.3 Các yếu tô tác động đến cán cân thương mại 2.4 Tác động yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại 2.4.1 Tỷ giá hối đoái 2.4.2 Lạm phát 2.4.3 Đầu tư trực tiếp nước 2.4.4 Tổng quan nghiên cứu trước 2.5 Mơ hình nghiên cứu 10 2.6 Giả thuyết 11 2.6.1 Tỷ giá hối đoái 11 lOMoARcPSD|9234052 2.6.2 Lạm phát 11 2.6.3 Đầu tư trực tiếp nước 12 2.7 Xác định đo lường biến 12 2.7.1 Biến phụ thuộc 12 2.7.2 Biến độc lập 12 2.8 Phương pháp nghiên cứu phân tích liệu 14 CHƯƠNG PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .16 3.1 Thống kê mô tả 16 3.2 Phân tích ma trận hệ số tương quan 17 3.3 Kết hồi quy 17 3.4 Kiểm tra đa cộng tuyến (VIF) 18 3.5 Kiểm định khuyết tật mơ hình nghiên cứu 20 3.5.1 Kiểm định phương sai thay đổi 20 3.5.2 Kiểm định tự tương quan 21 3.5.3 Kiểm định Ramsey 23 3.5.4 Kiểm định biến có cần thiết cho mơ hình hay khơng .24 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 26 4.1 Kết luận 26 4.2 Khuyến nghị 27 4.3 Hạn chế đề tài 27 Tài liệu tham khảo 29 PHỤ LỤC 30 lOMoARcPSD|9234052 CHƯƠNG TỔNG QUAN VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài Trước xu phát triển thương mại quốc tế ngày rộng rãi, kiện tài quốc tế diễn ngày ảnh hưởng đến kinh tế quốc gia phạm vi tồn giới, mối quan hệ tài ngày trở nên quốc tế hóa Sự kiện Việt Nam thức trở thành thành viên Tổ chức thương mại giới (WTO) vào ngày 11/01/2017 đánh dấu bước bước tiến lớn trình hội nhập kinh tế quốc tế nhiên bối cảnh kinh tế giới sau năm gia nhập WTO với biến động khó lường đặc biệt khủng hoảng kinh tế giới tác động mạnh mẽ đến kinh tế nước ta nói chung cán cân thương mại nói riêng Cán cân thương mại chênh lệch giá trị tiền xuất so với nhập met kinh tế thời kì định Đó mối quan hệ nhập xuất Của quốc gia Cán cân thương mại biết đến thặng dư thương mại xuất nhiều nhập khẩu; ngược lại, gọi thâm hụt thương mại Nguyễn Hoài Trinh (2013) kết luận vấn đề nhập siêu hàng hóa hầu hết quốc gia đóng vai trị quan trọng trình tăng trưởng phát triển kinh tế; nhiên, nhập siêu quốc gia mức cao kéo dài gây tác động tiêu cực đến kinh tế đồng thời ảnh hưởng đến việc điều hành sách tiền tệ Nguyễn Ngọc Bảo (2010) cho nhiều nguyên nhân khác tác động đến cán cân thương mại khơng có tỷ giá hối đoái Nguyễn Văn Phúc (2011) khẳng định tác động tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại giải thích 40% biến động cán cân thương mại Cuộc tranh luận diễn sôi nghiên cứu khoa học từ nhiều quốc gia khác nước đến nước kết luận có nhiều yếu tố tác động đến cán cân thương mại Rất nhiều nhà nghiên cứu quan tâm đến tác động tỷ giá hối đoái, điều có đủ để mang lại ổn định cán cân thương mại hay không? Hay cán cân thương mại chịu tác động yếu tố khác? lOMoARcPSD|9234052 Trong năm gần đây, kinh tế nước ta trải qua thăng trầm ảnh hưởng khủng hoảng tài toan cầu: tăng trưởng cao chưa ổn định, lạm phát tăng cao (năm 2008) đặc biệt tình trạng thâm hụt cán cân vãng lai bắt nguồn từ thâm hụt cán cân thương mại ngày gia tăng Bên cạnh tác động khủng hoảng tài tồn cầu trạng mơi trường đầu tư Việt Nam chưa cải thiện mong đợi, dòng vốn đầu tư trực tiếp gián tiếp nước vào Việt Nam chưa tăng trưởng vững Hiện trạng chắn gây sức ép không nhỏ đến cán cân toán quốc tế khả chống đỡ cú sốc bên ngồi tính bền vững kinh tế dự trữ ngoại hối quốc gia Nhận thức tầm quan trọng vai trò cán cân thương mại kinh tế mong muốn tìm hiểu nguyên nhân dẫn đến việc bị ảnh hưởng cán cân thương mại bới yếu tố kinh tế đồng thời đưa số kiến nghị giải pháp nhằm khắc phục cán cân thương mại Việt Nam có xu hướng thu hẹp, từ thực trạng Chính thế, nhóm chúng em chọn đề tài nghiên cứu “Ứng dụng mơ hình hồi quy phân tích tác động yếu tô kinh tế tác động đến cán cân thương mại Việt Nam” 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu chung: - Xem xét tác động số yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại Việt Nam Mục tiêu cụ thể: - Xác định mức độ tác động yếu tố đến cán cân thương mại Việt Nam - Đưa gợi ý số sách ổn định cán cân thương mại Việt Nam 1.3 Đối tượng nghiên cứu Các yếu tố kinh tế cán cân thương mại, đầu tư trực tiếp nước ngồi, tỷ giá hối đối lạm phát Việt Nam giai đoạn 1991- 2019 1.4 Phạm vi nghiên cứu Không gian: Phạm vi quốc gia Việt Nam lOMoARcPSD|9234052 Thời gian: Từ năm 1991 - 2019 1.5 Phương pháp nghiên cứu Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích định lượng qua mơ hình hồi quy đa biến để phân tích tác động yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại, với hỗ trợ phần mềm EVIEWS 10 lOMoARcPSD|9234052 CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT NGHIÊN CỨU 2.1 Các khái niệm cán cân thương mại Cán cân thương mại quốc gia bảng kết toán ghi chép giao dịch mặt giá trị, ghi chép giao dịch xuất khẩu, giao dịch nhập hànghóa dịch vụ nước với phần lại giới, khoảng thời gian định, thường năm Cán cân thương mại mục tài khoản vãng lai cán cân toán quốc tế Cán cân thương mại ghi lại thay đổi xuất nhập quốc gia khoảng thời gian định (quý năm) mức chênh lệch chúng (xuất trừ nhập khẩu) Khi mức chênh lệch lớn 0, cán cân thương mại có thặng dư Ngược lại, mức chênh lệchnhỏ 0, cán cân thương mại có thâm hụt Khi mức chênh lệch 0, cán cân thương mại trạng thái cân Cán cân thương mại gọi xuất ròng thặng dư thươngmại - Khi cán cân thương mại có thặng dư, xuất rịng/thặng dư thương mạimang giá trị dương - Khi cán cân thương mại có thâm hụt, xuất ròng/thặng dư thương mạimang giá trị âm Lúc cịn gọi thâm hụt thương mại Tuy nhiên, cần lưu ý khái niệm xuất khẩu, nhập khẩu, xuất ròng, thặng dư/thâm hụt thương mại lý luận thương mại quốc tế rộng cách xây dựng bảng biểu cáncân toán quốc tế lẽ chúng bao gồm hàng hóa lẫn dịch vụ Nguyễn Văn Tiến (2012) cho cán cân thương mại mục tài khoản vãng lai cán cân toán quốc tế Cán cân thương mại ghi lại thay đổi xuất nhập quốc gia khoảng thời gian định (quý năm); cán cân thương mại gọi xuất ròng thặng dư thương mại Khi cán cân thương mại có thặng dư, xuất ròng/thặng dư thương mại mang giá trị dương; cán cân thương mại có thâm hụt, xuất ròng/thặng dư thương mại mang giá trị âm, lúc cịn gọi thâm hụt thương mại Tuy lOMoARcPSD|9234052 CHƯƠNG PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 3.1 Thống kê mô tả Mô hình nghiên cứu có biến phụ thuộc Cán cân thương mại (TB) biến độc lập biến yếu tố kinh tế thời gian từ 1991 – 2019, tổng cộng 22 quan sát Giá trị thống kê mô tả biến thực theo 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 biến sau: Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability Sum Sum Sq Dev Observations CCTM ER LP FDI 3412.241 18303.09 6.397273 1049.555 2589.400 17459.00 5.635000 503.2000 18028.70 23155.00 19.90000 3503.000 -10833.60 13890.00 -0.600000 1.900000 6880.104 3234.853 5.480580 1188.671 0.268025 0.157773 0.982368 0.903258 2.890557 1.426896 3.411372 2.330269 0.274384 2.359707 3.693633 3.402700 0.871803 0.307324 0.157739 0.182437 75069.30 402668.0 140.7400 23090.20 9.94E+08 2.20E+08 630.7718 29671724 22 22 22 22 Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Eviews 10 Bảng 3-1: Thống kê mô tả Biến cán cân thương mại (CCTM) có giá trị trung bình 3.412,241 triệu USD, với độ lệch chuẩn 6.880,104 triệu USD giai đoạn 1991 – 2019 Biến CCTM đạt giá trị lớn 18.028,7 triệu USD nhỏ -10.833,6 triệu USD Biến tỷ giá hối đối có giá trị trung bình 18.303,09, với độ lệch chuẩn 3.234,853 giai đoạn 1991 – 2019 Biến ER đạt giá trị lớn 23.155 nhỏ 13.890 Biến lạm phát (LP) có giá trị trung bình 6,397273% , với độ lệch chuẩn 5,480580% giai đoạn 1991 – 2019 Biến LP đạt giá trị lớn 19,9% nhỏ -0,6% Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 Biến đầu tư trực tiếp nước ngồi (FDI) có giá trị trung bình 1.049,555 triệu USD, với độ lệch chuẩn 1.188,671 triệu USD giai đoạn 1991 – 2019 Biến FDI đạt giá trị lớn 3.503 triệu USD nhỏ 1,9 triệu USD 3.2 Phân tích ma trận hệ số tương quan Hệ số tương quan số thống kê đo lường mức độ mạnh yếu mối quan hệ biến số Đối với đề tài nhóm khảo sát hệ số tương quan biến mơ hình nghiên cứu nhầm kiểm tra sơ lượt mước độ biến thiên biến trước chạy mơ hình hồi quy Hệ số tương quan thức theo bước sau: Từ cửa sổ Eviews, chọn Quick Group statistics Correlations nhập biến CCTM ER LP FDI OK CCTM ER LP FDI CCTM ER LP FDI 1.000000 -0.416042 0.683712 0.489953 -0.416042 1.000000 -0.037195 0.368029 0.683712 -0.037195 1.000000 0.579718 0.489953 0.368029 0.579718 1.000000 Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Eviews 10 Bảng 3-2: Kết ma trận tương quan Hệ số tương quan biến mơ hình nghiên cứu nhỏ 0,7 ta kết luận biến tham gia vào mơ hình nghiên cứu phù hợp 3.3 Kết hồi quy Từ liệu thu thập yếu tố , nhóm tiến thành chạy mơ hình hồi quy Các bước thực sau: Từ cửa sổ Eviews, chọn Quick Estimate Equation nhập CCTM C ER FDI LP chọn LS (Least Squares) OK Dependent Variable: CCTM Method: Least Squares Date: 04/03/21 Time: 01:32 Sample: 1998 2019 Included observations: 22 Variable Coefficien t Std Error t-Statistic Prob C 19936.54 5427.334 3.673358 0.0017 Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 ER FDI LP -1.230624 0.292173 2.781136 0.975150 481.6058 196.7903 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.738444 0.694852 3800.584 2.60E+08 -210.3533 16.93968 0.000018 -4.211976 2.852007 2.447305 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.0005 0.0106 0.0249 3412.241 6880.104 19.48666 19.68503 19.53339 1.361181 Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Eviews 10 Bảng 3-3: Kết mô hình hồi quy Mơ hình hồi quy nhận từ kết chạy mơ hình: ̂ ���� = ����� �� − � �������̂� + � �������̂�� + ��� �����̂� Nhận xét: Hệ số R-squared = 0,738444 (73,8444%) giải thích 73,8444% phù hợp mơ hình Mơ hình đạt mức 73,8444% > 50% cho thấy mơ hình đạt yêu cầu, mang ý nghĩa mạnh Hệ số β̂ = −1.230624 , giải thích tỷ giá hối đoái tăng đơn vị yếu tố khác khơng đổi CCTM giảm −1.230624 triệu đồng Hệ số β̂ = 2.781136, giải thích đầu tư trực tiếp tăng đơn vị yếu tố khác khơng đổi CCTM tăng 2.781136 triệu đồng Hệ số β̂ = 481.6058, giải thích lạm phát tăng đơn vị yếu tố khác khơng đổi CCTM tăng 481.6058 triệu đồng 3.4 Kiểm tra đa cộng tuyến (VIF) Kiểm tra tương đa cộng tuyến VIF (Variance Inflation Factors): kiểm tra tượng đa cộng tuyến biến độc lập thông qua hệ số VIF Thông qua hệ số VIF kiểm tra tượng đa cộng tuyến thông qua trường hợp sau: Trường hợp 1: VIF < không xảy tượng đa cộng tuyến Trường hợp 2: VIF > Có dấu xảy tượng đa cộng tuyến Trường hợp 3: VIF > 10 chắn xảy tượng đa cộng tuyến Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 Các bước thực để kiểm tra tượng đa cộng tuyến VIF sau: Từ cửa sổ mơ hình, chọn View Coefficient Diagnostics Variance Inflation Factors OK Ta kết sau: Variance Inflation Factors Date: 04/25/21 Time: 05:54 Sample: 1998 2019 Included observations: 22 centered Centered Variable Coefficient Un Variance C ER FDI LP 29455956 0.085365 0.950918 38726.41 44.86370 NA 44.85486 1.298693 3.548793 1.953373 4.105035 1.691137 VIF VIF Heteroskedasticity Test: White 0.722533 Prob F(9,12) F-statistic Obs*R-squared 7.731890 Prob Chi-Square(9) Scaled explained SS 5.495957 Prob Chi-Square(9) 0.6822 0.5614 0.7891 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 04/03/21 Time: 02:04 Sample: 1998 2019 Included observations: 22 Variable Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob C ER^2 ER*FDI ER*LP ER FDI^2 FDI*LP FDI LP^2 2.74E+08 3.72E+08 0.937730 1.077973 -1.430847 3.999128 -208.4430 601.5960 -32203.89 41063.76 2.406443 9.453689 -2459.587 3056.244 43180.63 77860.62 297395.1 392848.3 0.737876 0.869901 -0.357790 -0.346483 -0.784241 0.254551 -0.804774 0.554589 0.757023 0.4748 0.4014 0.7267 0.7350 0.4481 0.8034 0.4366 0.5894 0.4636 Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 LP 1654156 11887269 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.351450 -0.134963 18779636 4.23E+15 -393.0114 0.722533 0.682191 0.139154 0.8916 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 11818179 17627725 36.63740 37.13333 36.75423 3.012872 Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Eviews 10 Bảng 3-4: Kết đa cộng tuyến VIF Từ kết kiểm tra tượng đa cộng tuyến VIF bên trên, nhóm có số nhận xét sau: Đối với biến ER: VIF = 1,298693 < khơng có tượng đa cộng tuyến Đối với biến FDI: VIF = 1,953373 < khơng có tượng đa cộng tuyến Đối với biến LP: VIF = 1,691137 < khơng có tượng đa cộng tuyến 3.5 Kiểm định khuyết tật mơ hình nghiên cứu 3.5.1 Kiểm định phương sai thay đổi Các bước thực kiểm định phương sai thay đổi sau: Từ cửa sổ mơ hình, chọn View chọn Residual Diagnostics chọn Heteroskedasticity test Test type chọn White OK Heteroskedasticity Test: White F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS 0.722533 7.731890 Prob F(9,12) Prob Chi-Square(9) 0.6822 0.5614 5.495957 Prob Chi-Square(9) 0.7891 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 04/26/21 Time: 04:14 Sample: 1998 2019 Included observations: 22 Variable Coefficient Std Error Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) t-Statistic Prob lOMoARcPSD|9234052 C ER^2 ER*FDI ER*LP ER FDI^2 FDI*LP FDI LP^2 LP 2.74E+08 0.937730 -1.430847 -208.4430 -32203.89 2.406443 -2459.587 43180.63 297395.1 1654156 3.72E+08 1.077973 3.999128 601.5960 41063.76 9.453689 3056.244 77860.62 392848.3 11887269 0.737876 0.869901 -0.357790 -0.346483 -0.784241 0.254551 -0.804774 0.554589 0.757023 0.139154 0.4748 0.4014 0.7267 0.7350 0.4481 0.8034 0.4366 0.5894 0.4636 0.8916 R-squared Adjusted Rsquared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.351450 Mean dependent var 11818179 -0.134963 18779636 4.23E+15 -393.0114 0.722533 0.682191 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 17627725 36.63740 37.13333 36.75423 3.012872 Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Eviews 10 Bảng 3-5: Kết kiểm định phương sai thay đổi Nhận xét: Giả thuyết + H0: không xảy tượng PSTD + H1: xảy tượng PSTD Với mức ý nghĩa 5% ta có 𝐸 = 0,05 < Pvalue = 0,5614 Chưa có sở bát bỏ H0 khơng có tượng phương sai thay đổi 3.5.2 Kiểm định tự tương quan Kiểm định tự tương quan nhầm mục đích kiểm tra tượng tự tương quan phần dư (sai số) Các bước thực kiểm định tự tương quan sau: Từ cửa sổ mô hình, chọn View chọn Residual Diagnostics chọn Serial Correlation LM test Lags to include chọn OK Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 0.589979 1.511009 Prob F(2,16) Prob Chi-Square(2) 0.5660 0.4698 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/03/21 Time: 02:07 Sample: 1998 2019 Included observations: 22 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable C ER FDI LP RESID(-1) RESID(-2) R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Coefficien t Std Error t-Statistic Prob 1733.415 -0.071853 0.180352 -105.8149 0.330010 -0.073874 6412.283 0.332013 1.033973 254.8805 0.320293 0.300432 0.270327 -0.216416 0.174426 -0.415155 1.030338 -0.245892 0.7904 0.8314 0.8637 0.6835 0.3182 0.8089 0.068682 -0.222355 3890.233 2.42E+08 -209.5706 0.235992 0.940883 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 1.74E-12 3518.657 19.59733 19.89488 19.66742 1.808655 Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Eviews 10 Bảng 3-6: Kết kiểm định tự tương quan Nhận xét: Giả thuyết: + H0: không xảy tượng tự tương quan + H1: xảy tượng tự tương quan So sánh với mức ý nghĩa 5% ta có 𝐸 = 0,05 < Pvalue = 0,4698 Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 Chưa có sở bát bỏ H0 khơng có tượng tự tương quan 3.5.3 Kiểm định Ramsey Kiểm định Ramsey: kiểm định mơ hình có thiếu biến dạng hàm có hay khơng Các bước thực kiểm định Ramsey sau: Từ cửa sổ mơ hình, chọn View chọn Stability Diagnostics chọn Ramsey Reset test Number of fitter terms chọn OK Ramsey RESET Test Equation: HOI_QUI_DA Specification: CCTM C ER FDI LP Omitted Variables: Squares of fitted values t-statistic F-statistic Likelihood ratio Value 1.011011 1.022143 1.284532 df 17 (1, 17) Probability 0.3262 0.3262 0.2571 df 18 17 Mean Squares 14746137 14444441 14426694 F-test summary: Test SSR Restricted SSR Unrestricted SSR Sum of Sq 14746137 2.60E+08 2.45E+08 LR test summary: Restricted LogL Unrestricted LogL Value -210.3533 -209.7110 Unrestricted Test Equation: Dependent Variable: CCTM Method: Least Squares Date: 04/03/21 Time: 02:20 Sample: 1998 2019 Included observations: 22 Variable C ER Coefficient Std Error 19064.10 -1.152436 5492.216 0.302061 Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) t-Statistic Prob 3.471113 -3.815244 0.0029 0.0014 lOMoARcPSD|9234052 FDI LP FITTED^2 2.288911 310.5674 2.34E-05 1.089397 259.4210 2.31E-05 2.101080 1.197156 1.011011 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.753279 0.695227 3798.249 2.45E+08 -209.7110 12.97592 0.000050 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.0509 0.2477 0.3262 3412.241 6880.104 19.51918 19.76715 19.57760 1.484008 Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Eviews 10 Bảng 3-7: Kết kiểm định Ramsey Nhận xét: Giả thuyết + H0 : MH không thiếu biến, dạng hàm + H1 : MH thiếu biến, dạng hàm sai Với mức ý nghĩa 5% ta có 𝐸 = 0,05 < Pvalue= 0,3262 Chưa có sở bát bỏ H0 mơ hình khơng thiếu biến, dạng hàm 3.5.4 Kiểm định biến có cần thiết cho mơ hình hay khơng Các bước thực kiểm định sau: Từ cửa sổ mô hình , chọn View chọn Coefficeient Diagnostics chọn Wald test nhập c(2)=c(3)= c(4)=0 OK Wald Test: Equation: HOI_QUI_DA Test Statistic F-statistic Chi-square Value df Probabilit y 16.93968 50.81904 (3, 18) 0.0000 0.0000 Null Hypothesis: C(2)=C(3)= C(4)=0 Null Hypothesis Summary: Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 Normalized Restriction (= 0) C(2) C(3) C(4) Value Std Err -1.230624 0.292173 2.781136 0.975150 481.6058 196.7903 Restrictions are linear in coefficients Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Eviews 10 Bảng 3-8: Kết kiểm định cần thiết biến Nhận xét: Giả thuyết: + H0: biến không cần thiết cho mơ hình + H1: biến cần thiết cho mơ hình Với mức ý nghĩa 5% ta có 𝐸 = 0,05 > Pvalue= 0,000 Có sở bát bỏ H0 biến ER LP FDI thực cần thiết cho mơ hình Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 4.1 Kết luận Cán cân thương mại chịu tác động nhiều yếu tố khác Trong trình nghiên cứu, chúng tơi tiến hành phân tích, đánh giá ước lượng tác động yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại phương pháp hồi quy OLS thông qua sử dụng phần mềm Eviews 10 Excel từ số liệu thu thập Việt Nam giai đoạn 1991– 2019 Đề tài sử dụng mơ hình nghiên cứu hồi quy đa biến sử dụng số liệu cán cân thương mại, tỷ giá hối đoái đồng Việt Nam Đô La Mỹ, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài, số lạm phát từ năm 1998 đến 2019 ta thấy được: Giả thuyết 1: Tỷ giá hối đối (ER) theo mơ hình hồi quy có tác động ngược chiều với cán cân thương mại Việt Nam Giả thuyết 2: Vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi (FDI) theo mơ hình hồi quy có tác động chiều với cán cân thương mại Việt Nam Giả thuyết 3: Lạm phát (LP) theo mơ hình hồi quy có tác động chiều với cán cân thương mại Việt Nam Qua trình nghiên cứu ta thấy cán cân thương mại chịu tác động nhiều yếu tố khác Nhưng yếu tô nghiên cứu mô hình có tác động đến cán cân thương mại khơng hồn tồn tích cực Đối với tỷ giá hối đối có tác động tiêu cực đến cán cân thương mại Nghĩa tỷ giá hối đoái tăng thâm hụt cán cân thương mại Đối với vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi số lạm phát lại có tác động tích cực cán cân thương mại Nghĩa FDI LP tăng làm thặng dư cán cân thương mại Vì thế, sở phủ điều hành sách hợp lý hướng đến ổn định cán cân thương mại Việt Nam Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 4.2 Khuyến nghị Tổng quan Việt Nam nước có tỷ lệ nhập siêu, mục tiêu hướng đến ổn định cán cân thương mại giảm bớt tỷ lệ nhập siêu Vì nhóm có đề số kiến nghị: Về tỷ giá hối đoái: Việt Nam sử dụng biện pháp điều chỉnh tỷ giá kinh tế giảm biến động gây tác động xấu đến cán cân thương mại Vào thời điểm điều chỉnh tỷ giá tức thì, khơng ảnh hưởng đến cán cân thương mại mà tập trung đảm bảo hổ trợ xuất gia tăng, ổn định cán cân thương mại Tăng trưởng kinh tế nhanh bền vững mục tiêu hàng đầu nước phát triển để thu hẹp khoảng cách thu nhập bình quân với nước phát triển Đầu tư Đ.T.B Thủy / Tạp chí Khoa học ĐHQGHN, Kinh tế Kinh doanh 28 (2012) 193‐199 199 nước ngồi đóng vai trò quan trọng việc hỗ trợ kinh tế đạt mục tiêu Đối với kinh tế phát triển có đặc điểm thiếu hụt vốn dư thừa lao động, kinh tế nhỏ chấp nhận tự lưu động vốn nước ngồi thực sách quản lý vốn thuộc sở hữu nước hàm ý sách nhằm nâng cao hiệu đầu tư trực tiếp nước đến mục tiêu tăng trưởng kinh tế rút sau: - Để kích thích tăng trưởng, nên khuyến khích khu vực nước ngồi sử dụng cơng nghệ sản xuất có hệ số cường độ sử dụng vốn lớn (dùng nhiều vốn, lao động) - Vốn nhân lực có tầm quan trọng định đến tăng trưởng kinh tế Để đạt mục tiêu tăng trưởng cao, nên tập trung nguồn lực khan nước vào đầu tư vốn nhân lực - Để đạt mục tiêu tạo nhiều việc làm cho lao động phổ thông, nên tập trung nguồn lực khan nước vào đầu tư vốn vật chất 4.3 Hạn chế đề tài Do hạn chế thời gian thực tập vốn kiến thức lĩnh vực nghiên cứu cịn hạn hẹp nên việc có sai sót nghiên cứu điều tránh khỏi Thực tế đề tài tồn nhiều hạn chế: Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 Cán cân thương mại thực tế không chịu tác động yếu tố mơ hình mà cịn chịu tác động yếu tố khác Do hạn chế mặt thu thập liệu thu thập theo quan sát năm chi tiết tháng hay quý ảnh hưởng đến đánh giá chi tiết mơ hình đề Số liệu thu thập từ nguồn liệu đáng tin cậy (IMF, WorldBank, GSO) nhiên số liệu rộng rãi nên có khả khơng xác tuyệt đối Qua hạn chế nhóm có hướng đến nghiên cứu Cần nghiên cứu đưa vào yếu tố khác có tác động đến cán cân thương mại để có đánh giá xác Mở rộng không gian thời gian quan sát (tháng, quý, …) Đề xuất giải pháp cụ thể cho việc điều chỉnh sách hướng đến ổn định cán cân thương mại Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 Tài liệu tham khảo Trần Kim Thanh, Nguyễn Văn Phong, Nguyễn Trung Đông, Bài giảng Kinh tế lượng, (2015) Lương Bảo Linh (2015), Tác động yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại quốc gia khu vực Đông Nam Á giai đoạn 2000 – 2014, Luận văn thạc sĩ kinh tế học Nguyễn Hoài Trinh (2013), Mối quan hệ tỷ giá cán cân thương mại Việt Nam, Luận văn Thạc sỹ Đại học Mở TP.HCM TS Đào Thị Bích Thủy (2012), Tác động đầu tư trực tiếp nước ngồi đến tăng trưởng kinh tế mơ hình kinh tế phát triển, Tạp chí Khoa học ĐHQGHN, Kinh tế Kinh doanh 28 (2012) 193‐199 Nguyễn Văn Tiến (2012), Tài quốc tế, Nhà xuất Thống kê https://www.gso.gov.vn/thuong-mai-dich-vu/ https://data.imf.org/regular.aspx?key=61545866 Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) lOMoARcPSD|9234052 PHỤ LỤC Dữ liệu đề tài: Time 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 CCTM 2139.3 200.7 1153.8 1188.7 3039.5 5106.5 5483.8 4314 5064.9 14203.3 18028.7 12852.5 12601.9 9844.1 -748.8 -0.3 -2368 3759.2 -1602.4 -1903.3 -6455.2 -10833.6 FDI 1.9 5.6 4.7 4.4 147.9 28.1 9.5 367.5 221 977.9 3147.5 2597.6 3503 2531 1546.7 3107.1 1786.8 774.8 970.7 350.1 477.6 528.8 ER 13,890 14,028 14,514 15,084 15,403 15,646 15,777 15,916 16,054 16,114 16,977 17,941 18,932 20,828 20,828 21,036 21,246 21,890 22,159 22,425 22,825 23,155 Downloaded by Heo Út (quangutbin@gmail.com) LP 9.2 0.1 -0.6 0.8 9.5 8.4 6.6 12.6 19.9 6.52 11.75 18.13 6.81 6.04 1.84 0.6 4.74 2.6 2.98 5.23 ... 2.1 Các khái niệm cán cân thương mại 2.2 Đo lường cán cân thương mại 2.3 Các yếu tô tác động đến cán cân thương mại 2.4 Tác động yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại ... xét tác động số yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại Việt Nam Mục tiêu cụ thể: - Xác định mức độ tác động yếu tố đến cán cân thương mại Việt Nam - Đưa gợi ý số sách ổn định cán cân thương mại. .. mại Việt Nam có xu hướng thu hẹp, từ thực trạng Chính thế, nhóm chúng em chọn đề tài nghiên cứu ? ?Ứng dụng mơ hình hồi quy phân tích tác động yếu tơ kinh tế tác động đến cán cân thương mại Việt Nam? ??