ẢNH HƯỞNG của BA yếu tố GDP của TRUNG QUỐC, GIÁ dầu THÔ và tỷ GIÁ VNDUSD tới GDP của VIỆT NAM

53 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 ẢNH HƯỞNG CỦA BA YẾU TỐ: GDP CỦA TRUNG QUỐC, GIÁ DẦU THÔ VÀ TỶ GIÁ VND/USD TỚI GDP CỦA VIỆT NAM Trần Quang Cảnh*, Vũ Trực Phức Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng TÓM TẮT Trong thời gian gần đây, xu hướng tăng trưởng giảm tốc Trung Quốc ếp tục tạo áp lực đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam Giá dầu biến động gây nên nguy bất ổn kinh tế giới Diễn biến khó dự đoán thị trường ngoại hối đồng ền mạnh ảnh hưởng trực ếp đến hoạt động thương mại ổn định ền tệ Việt Nam Bài viết nghiên cứu tác động đồng thời yếu tố GDP Trung Quốc, giá dầu thô, tỷ giá VND/USD GDP Việt Nam Từ khóa: tăng trưởng kinh tế, GDP Trung Quốc, GDP Việt Nam, giá dầu thô, tỷ giá VND/USD ĐẶT VẤN ĐỀ Tổng sản phẩm nội địa – GDP (Gross Domesc Product) Việt Nam quý I/2019 đạt số ch cực nhiều so ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam với nước khu vực Tuy nhiên, theo CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC đánh giá số tổ chức nước Kể từ lượng nhu cầu thiết yếu quốc tế, kinh tế Việt Nam số với hầu hết kinh tế, dầu trở thành quan ngại thời gian tới Xu hướng tăng mặt hàng chiến lược quan trưởng giảm tốc Trung Quốc ếp tục trọng kinh tế toàn cầu [4] tạo áp lực đến tăng trưởng kinh tế nhiều Giá dầu có mối quan hệ ngắn hạn dài kinh tế nổi, đặc biệt khu vực hạn tăng trưởng kinh tế châu Á tác động mạnh đến tăng nước Châu Á – Thái Bình Dương [5] Nhiều trưởng kinh tế Việt Nam Trong năm 2019, tác giả phát giá dầu có tác động giá dầu có xu hướng lên khó cực đáng kể đến kinh tế vĩ mơ dự đốn định trái chiều nước phát triển nước OPEC (Organiza on of Petroleum Expor ng phát triển [1] Nghiên cứu Jiménez-Ro- Countries - Tổ chức nước xuất dầu dríguez Sánchez [6] cho thấy tác động mỏ) Mỹ gây nên nguy bất ổn lớn trường hợp giá dầu tăng kinh tế giới Ngoài ra, diễn biến nhỏ trường hợp giảm giá dầu Kết thị trường ngoại hối quốc tế nghiên cứu cho thấy gia đồng ền mạnh, có ảnh hưởng trực ếp đến tăng giá dầu ảnh hưởng cực đến GDP hoạt động thương mại ổn định nước nhập trừ Nhật Bản; * ền tệ ThS Trần Quang Cảnh – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Journal Of Science – Hong Bang International University ISSN: 2615 – 9686 54 có tác động Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 ch cực đến GDP cú sốc giá dầu nguyên nhân nước xuất dầu Ngân hàng Thế biến động tỷ giá hối đối đồng la giới (WB - World Bank) OECD (Organisa- Mỹ [2] Giá dầu tăng dẫn đồng đô la tăng on for Economic Co-opera on and Develop- giá ngắn hạn ment - Tổ chức Hợp tác Phát triển Kinh tế) thời gian dài [3] ước nh giá dầu thô tăng thêm Các kinh tế lớn giới Mỹ, 10 USD/thùng dẫn đến suy giảm sản xuất giới hàng hóa dịch vụ khoảng 0.5% [10] Sự biến động giá dầu ảnh hưởng đến tất thứ, bao gồm thép, nhôm, nhựa, cao su, vải, phân bón… [7] Wong, K., Shamsudin, M N (2017) cho bất ổn giá dầu thơ tồn cầu liên quan ch cực vào khủng hoảng giá lương thực toàn giới [13] Việt Nam nước xuất gạo hàng đầu giới, bất ổn giá dầu chắn ảnh hưởng đến giá trị xuất gạo Việt Nam, ảnh hưởng đến GDP Việt Nam Việt Nam nước xuất dầu mỏ Dự toán nguồn thu dầu thô Việt Nam điều chỉnh giảm dần qua năm, từ 54.5 tỷ đồng năm Nhật Bản Trung Quốc gần có tác động đáng kể đến nhu cầu dầu thô ngược lại [9] Trung Quốc nhanh chóng trở thành nước có nhu cầu lượng cao hàng đầu Trong vài năm trở lại đây, Trung Quốc nước thụ dầu lớn thứ hai giới sau Mỹ trở thành nước thụ lượng lớn giới vào năm 2010 [10] Bénassy-Quéré đồng (2007) n Trung Quốc có ảnh hưởng đến mối quan hệ giá dầu đồng đô la Trung Quốc, với gia tăng nhanh chóng nhu cầu sử dụng lượng dầu áp dụng tỷ giá hối đoái cố định so với đồng la, làm phát sinh quan hệ nhân cực ngược lại từ 2016 xuống 44.6 tỷ năm 2019 Trong bối đồng đô la đến giá dầu [3] cảnh giá dầu hồi phục thời gian gần đây, Đứng đầu thị trường xuất Việt phủ dự tốn thu ngân sách từ dầu thô tăng lên 24.2% so với năm 2018, đạt khoảng 189.2 tỷ đồng vào năm 2019 [8] Như việc biến động giá dầu thô chắn ảnh hưởng trực ếp tới tăng trưởng kinh tế Việt Nam theo hướng ch cực Nam Mỹ (13 tỷ USD), EU (10.2 tỷ USD) Trung Quốc (7.6 tỷ USD), ếp đến ASEAN, Nhật Bản Hàn Quốc [12] Mặc dù, kim ngạch xuất sang Trung Quốc giảm 7.4% (so với kỳ năm trước) phần việc xuất sang thị trường USD phải đối mặt với nhiều thách ngày khó hơn, Trung Quốc thức nghiêm trọng Trong thập kỷ qua, giá trị thị trường nhập lớn Việt USD lên đến đỉnh điểm vào năm 2001, Nam với kim ngạch đạt 15 tỷ USD, tăng 9.7% sau liên tục giảm giá Việc tăng giá dầu (so với kỳ năm ngoái) [12] Trong quý thực dẫn đến giảm giá đáng kể I/2019, Trung Quốc trở thành nhà đầu tư đồng đô la Mỹ nước xuất dầu nước lớn vào Việt Nam [12] Từ chẳng hạn Canada, Mexico Nga [7] thấy mức độ ảnh hưởng Nghiên cứu mối liên hệ giá trị đồng USD kinh tế Trung Quốc kinh tế Việt Nam giá dầu, Amano Norden (1998) cho lớn ISSN: 2615 – 9686 Journal Of Science – Hong Bang International University 55 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Mục nghiên cứu Mục tổng quát nghiên cứu xây dựng luận khoa học nhằm đánh giá mối quan hệ định lượng tác động đồng thời GDP Trung Quốc, giá dầu tỷ giá VND/USD đến GDP Việt Nam 3.2 Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu thứ cấp thu thập qua năm, từ 1997 đến 2018, gồm số thống kê GDP Việt Nam, Trung Quốc, giá dầu thô (đại diện giá dầu thơ WTI - West Texas Intermediate cịn gọi tên dầu ngọt, nhẹ Texas), tỷ giá VND/USD thông qua trang web quan thuộc chuyên ngành tài liệt kê phần phụ lục Số liệu giá dầu thô WTI năm sử dụng báo nghiên cứu nh trung bình cộng giá dầu thơ tháng năm mà trang web công bố (các giá giá trung bình ngày tháng) Số liệu tỷ giá VND/USD năm sử dụng báo nghiên cứu nh trung bình cộng tỷ giá tất ngày năm Ví dụ tỷ giá năm 2007 nghiên cứu nh cách cộng tỷ giá tất 365 ngày năm chia cho 365 3.3 Mơ hình nghiên cứu Đặt giá trị GDP Việt Nam Y - biến phụ thuộc Giá trị GDP Trung Quốc X1 - biến độc lập Giá dầu thô X2 - biến độc lập Tỷ giá VND/USD X3 (đơn vị nh 1.000 VND/ USD) - biến độc lập Hình Mơ hình nghiên cứu Journal Of Science – Hong Bang International University 3.4 Các giả thiết mơ hình nghiên cứu H1: Giá trị GDP Trung Quốc (X1) tác động chiều lên biến phụ thuộc giá trị GDP Việt Nam (Y); H2: Giá dầu thô (X2) tác động ngược chiều lên biến phụ thuộc giá trị GDP Việt Nam (Y); H3: Tỷ giá VND/USD (X3) tác động ngược chiều lên biến phụ thuộc giá trị GDP Việt Nam (Y) 3.5 Phương pháp phân ch Các biến đưa vào phân ch thể dạng sau: • Biến phụ thuộc Y, số liệu % GDP Việt Nam qua năm đưa vào phân ch dạng Ln(Y); • Biến độc lập X1, số liệu % GDP Trung Quốc qua năm đưa vào phân ch dạng Ln(X1); • Biến độc lập X2, giá dầu thơ WTI trung bình qua năm đưa vào phân ch dạng giá trị X2; • Biến độc lập X3, tỷ giá VND/USD trung bình qua năm đưa vào phân ch dạng giá trị X3 Các bước phân ch: Bước 1, tác giả ến hành phân ch thống kê mô tả phân ch tương quan để có nhìn khái qt biến Bước 2, biến số liệu chuỗi thời gian, tác giả thực kiểm tra nh dừng biến Nếu biến chuỗi không dừng, thực biến đổi cách lấy sai phân bậc mà chuỗi đảm bảo nh dừng Bước 3, biến (đã biến đổi để đảm bảo nh dừng) đưa vào phân ch hồi quy Mơ hình hồi quy sử dụng phương pháp mơ hình hệ phương trình đồng thời Phương pháp ước lượng ISSN: 2615 – 9686 56 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 sử dụng mơ hình phương pháp thấp 14.54 USD/thùng Giá dầu thô GMM (Generalized Method of Moment - biến động lớn qua năm mẫu Phương pháp moment tổng quát hóa để nghiên cứu khắc phục việc thiếu biến ngoại sinh biến nội sinh dẫn đến mơ hình bị khuyết tật), có sử dụng việc đưa thêm biến trễ vào biến công cụ Số liệu xử lý cách sử dụng Eviews (Econometric Views – phần mềm • Giá VND/USD trung bình 16,700, cao 22,550 thấp 11,130, giá VND/USD biến động nhiều qua năm 4.1.2 Phân ch tương quan Bảng Giá trị tương quan biến Y X1 X2 X3 Y 1.00 0.74 0.25 0.39 X1 0.74 1.00 0.16 0.21 X2 0.25 0.16 1.00 0.78 X3 0.39 0.21 0.78 1.00 thống kê chạy Windows) KẾT QUẢ PHÂN TÍCH 4.1 Phân ch thống kê mô tả 4.1.1 Phân ch thống kê biến Bảng Giá trị thống kê biến Y X1 X2 X3 Trung bình (%) 6.67 9.33 56.72 16.70 Trung vị 6.78 9.20 57.44 16.01 8.50 14.20 98.22 22.55 4.80 6.90 14.54 11.13 1.19 1.89 30.42 3.11 Giá trị lớn (%) Giá trị nhỏ (%) Độ lệch chuẩn Kết Bảng cho thấy: • Mức tăng trưởng trung bình GDP Việt Nam qua năm mẫu 6.67%, mức tăng trưởng lớn 8.5%, nhỏ 4.8% Qua số thấy mức tăng trưởng GDP Việt Nam cao • Mức tăng trưởng trung bình GDP Trung Kết phân ch Bảng cho thấy biến Y X1 có tương quan dương cao, biến cịn lại có tương quan thấp với biến khác Trong đó: X1, X2, X3 tương quan chiều với Y, điều chứng tỏ giả thiết H1, H2, H3 nêu 4.2 Kiểm định nh dừng biến Do biến số liệu chuỗi thời gian, nên điều kiện để sử dụng dự báo chuỗi phải có nh dừng [14] Để kiểm tra nh dừng, nhóm tác giả kiểm tra qua giản đồ tự tương quan biến, biến có tượng chuỗi khơng dừng, nhóm tác giả lấy sai phân cấp để kiểm tra Nếu chuỗi ếp tục chuỗi Quốc qua năm mẫu 9.33%, khơng dừng, nhóm tác giả ếp tục lấy sai mức tăng trưởng lớn 14.2%, nhỏ phân bậc ếp theo giản đồ 6.9% Qua số thấy tự tương quan cho thấy biến đảm bảo mức tăng trưởng GDP Trung Quốc cao nh dừng trung bình khoảng 1.5 lần so với Việt Nam Các biến qua kiểm tra nh dừng giản đồ • Giá dầu thơ trung bình 56.72 USD/ tự tương quan có kết chuỗi dừng, thùng, mức cao 98.22 USD/thùng, kiểm tra lại kiểm định nghiệm ISSN: 2615 – 9686 Journal Of Science – Hong Bang International University 57 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 Hình Giản đồ tự tương quan biến Ln(Y) Hình Giản đồ tự tương quan sai phân cấp biến Ln(Y) đơn vị để đảm bảo chắn chuỗi dừng biến X2 đặt tên DX2… Trong giản đồ tự tương quan, hệ số tự 4.2.1 Kết kiểm tra biến giản tương quan đầu ên ≠ hệ số tương quan ếp theo = có ý nghĩa thống kê, chuỗi dừng Các kiểm định nghiệm đơn vị tác giả kiểm định phương pháp kiểm định ADF (Augmented Dickey - đồ tự tương quan * Kiểm tra biến Ln(Y) Qua giản đồ tự tương quan Hình 2, ta thấy biến Ln(Y) chuỗi không dừng Lấy sai phân cấp biến Ln(Y) ếp tục kiểm Fuller Test) tra giản đồ tự tương quan Trong phần sai phân biến Kết kiểm định Hình cho thấy sai đặt tên trực phân cấp biến Ln(Y), tức D(Ln(Y)), ếp trước thực phân ch bước ếp theo Ví dụ phân sai bậc Journal Of Science – Hong Bang International University chuỗi dừng ISSN: 2615 – 9686 58 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 * Kiểm tra biến Ln(X1) Hình Giản đồ tự tương quan biến Ln(X1 ) Qua giản đồ tự tương quan Hình 4, ta thấy biến Ln(X1) chuỗi không dừng Lấy sai phân cấp biến Ln(X1) ếp tục kiểm tra giản đồ tự tương quan Hình Giản đồ tự tương quan sai phân cấp biến Ln(X1 ) Kết kiểm định Hình cho thấy sai phân cấp biến Ln(X1), tức D(Ln(X1)), chuỗi dừng Qua giản đồ tự tương quan Hình 6, ta thấy biến X2 chuỗi không dừng Lấy sai phân cấp biến X2 ếp tục kiểm tra giản đồ tự tương quan ISSN: 2615 – 9686 Journal Of Science – Hong Bang International University 59 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 * Kiểm tra biến X2 Hình Giản đồ tự tương quan biến X2 Hình Giản đồ tự tương quan sai phân cấp biến X2 tức D(X2 ) Kết kiểm định Hình cho thấy sai phân cấp biến Ln(X 2), tức D(Ln(X 2)), chuỗi dừng * Kiểm tra biến X3 Hình Giản đồ tự tương quan biến X3 Qua giản đồ tự tương quan Hình 8, ta thấy biến X3 chuỗi không dừng Lấy sai phân cấp biến X3 ếp tục kiểm tra giản đồ tự tương quan Journal Of Science – Hong Bang International University ISSN: 2615 – 9686 60 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 Hình Giản đồ tự tương quan sai phân cấp biến X3 tức D(X3 ) Kết kiểm định Hình cho thấy sai phân định nghiệm đơn vị cấp biến X3, tức D(X3), chuỗi dừng Kết kiểm định Bảng cho thấy giá trị t 4.2.2 Kiểm định nghiệm đơn vị (=τ) tuyệt đối 4.115 nhỏ giá trị tới hạn Các biến qua kiểm định giản đồ tự tương tuyệt đối τ mức ý nghĩa 1% (= 4.616) Như quan có kết chuỗi dừng kết luận, sai phân bậc kiểm định lại phương pháp kiểm Ln(Y) dừng với mức ý nghĩa 1% * Kiểm tra biến D(Log(Y)) Bảng Kiểm định nghiệm đơn vị biến D(Ln(Y)) Null Hypothesis: D(LOGY) has a unit root Augmented Dickey-Fuller test sta s c Test cri cal values: 1% level 5% level 10% level t-Sta s c Prob.* -4.114527 -4.616209 -3.710482 -3.297799 0.0246 Augmented Dickey-Fuller Test Equa on Dependent Variable: D(LOGY.2) Variable Coefficient Std Error t-Sta s c Prob D(LOGY(-1)) C @TREND("1") -1.005572 0.244395 0.027695 0.096859 -0.002004 0.008668 -4.114527 0.285926 -0.231208 0.0011 0.7791 0.8205 ISSN: 2615 – 9686 Journal Of Science – Hong Bang International University 61 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 * Kiểm tra biến D(Log(X1)) Bảng Kiểm định nghiệm đơn vị biến D(Ln((X1 ) Null Hypothesis: D(LOGX1) has a unit root Augmented Dickey-Fuller test sta s c Test cri cal values: 1% level 5% level 10% level t-Sta s c Prob.* -4.553116 -4.667883 -3.733200 -3.310349 0.0122 Augmented Dickey-Fuller Test Equa on Dependent Variable: D(LOGX1,2) Variable Coefficient Std Error t-Sta s c Prob D(LOGX1(-1)) D(LOGX1(-1),2) C @TREND("1") -1.562023 0.413710 0.158319 -0.016150 0.343067 -4.553116 0.227860 1.815634 0.084303 1.877977 0.007511 -2.150267 0.0007 0.0945 0.0849 0.0526 (=4.667) Như kết luận, sai phân Kết kiểm định Bảng cho thấy giá trị t (= τ ) tuyệt đối 4.553 nhỏ giá bậc Ln(X1), tức D(Ln(X1)) dừng với trị tới hạn tuyệt đối τ mức ý nghĩa 1% mức ý nghĩa 1% * Kiểm tra biến D(X2) Bảng Kiểm định nghiệm đơn vị biến D(X2 ) Null Hypothesis: DX2 has a unit root Augmented Dickey-Fuller test sta s c Test cri cal values: 1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller Test Equa on Dependent Variable: D(DX2) t-Sta s c Prob.* -3.571709 -4.616209 -3.710482 -3.297799 0.0634 Variable Coefficient Std Error t-Sta s c Prob DX2(-1) C @TREND("1") -1.163792 14.77420 -1.209089 0.325836 -3.571709 9.602538 1.538572 0.851240 -1.420385 0.0031 0.1462 0.1774 Kết kiểm định Bảng cho thấy giá trị Như kết luận, sai phân bậc t (= τ ) tuyệt đối 3.57 nhỏ giá trị tới biến X 2, tức D(X 2) dừng với mức ý hạn tuyệt đối τ mức ý nghĩa 5% (=3.71) nghĩa 5% Journal Of Science – Hong Bang International University ISSN: 2615 – 9686 62 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 * Kiểm tra biến D(X3) Bảng Kiểm định nghiệm đơn vị biến D(X3 ) Null Hypothesis: X3 has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: (Automa c - based on SIC, maxlag=3) Augmented Dickey-Fuller test sta s c Test cri cal values: 1% level 5% level 10% level t-Sta s c Prob.* -2.777073 -4.616209 -3.710482 -3.297799 0.2228 Augmented Dickey-Fuller Test Equa on Dependent Variable: D(X3) Variable Coefficient Std Error t-Sta s c Prob X3(-1) D(X3(-1)) C @TREND("1") -0.435812 0.595014 5274.149 223.1544 0.156932 -2.777073 0.212034 2.806223 1789.127 2.947889 85.56537 2.607999 0.0157 0.0149 0.0113 0.0217 Kết kiểm định Bảng cho thấy giá trị t (=τ) tuyệt đối 2.77 nhỏ giá trị tới hạn tuyệt đối τ mức ý nghĩa 10% (=3.3) Như kết luận, sai phân bậc biến X3, tức D(X3) dừng với mức ý nghĩa 10% 4.3 Phân ch hồi quy Kết hồi quy từ biến Bảng Bảng Kết hồi quy System: UNTITLED Es ma on Method: Generalized Method of Moments Iden ty matrix es ma on weights - 2SLS coefs with GMM standard errors White Covariance C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) C(6) Coefficient Std Error t-Sta s c Prob 1.978293 0.114383 -0.141495 -0.851318 -0.193467 0.916853 69.53657 0.028450 5.982851 0.019119 5.088798 -0.027805 54.28198 -0.015683 5.456498 -0.035456 173.6233 0.005281 0.9774 0.9848 0.9779 0.9876 0.9719 0.9958 Equa on: DLOGY = C(1) + C(2)*DLOGX1 + C(3) *DLOGX1(-1) + C(4)*DX2 + C(5)*DX2(-1) + C(6)*DX3 Instruments: C DLOGX1 DX3 Durbin-Watson stat 1.507108 Equa on: DX2 = C(1) + C(2)*DLOGX1 + C(3)*DLOGX1(-1) Instruments: C DLOGX1 DX3 Durbin-Watson stat 1.750547 Equa on: DX3 = C(1) + C(2)*X2 + C(3)*X2(-1) + C(4)*DLOGX1 Instruments: C DLOGX1 DX3 Durbin-Watson stat 1.439803 ISSN: 2615 – 9686 Journal Of Science – Hong Bang International University 63 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 Do hệ phương trình đồng thời, so với kỳ trước, trung bình GDP có sử dụng biến trễ nên ước lượng, Việt Nam thay đổi chiều vào việc xác định giá trị P dựa vào ý nghĩa thống khoảng 0.11% so với kỳ trước kê hệ số ước lượng nhiều khơng • Nếu GDP kỳ trước Trung Quốc thay đáng n cậy [15] đổi 1% so với kỳ trước nữa, trung bình Dựa vào kết phân ch, hệ phương trình GDP Việt Nam thay đổi chiều hồi quy xác định sau: vào khoảng 0.14% so với kỳ trước DLOG(Y) = 1.9783 + 0.1144*DLOGX1 – 0.1415*DLOGX1(–1) – 0.8513*DX2 – 0.1935*DX2(–1) + 0.9169*DX3 DX2 = 1.9783 + 0.1144*DLOGX1 – 0.1415*DLOGX1(–1) DX3 = 1.9783 + 0.1144* X2 – 0.14145* X2(–1) – 0.85135*DLOGX1 Trong đó: • Nếu giá dầu thay đổi USD/thùng so với kỳ trước, trung bình GDP Việt Nam thay đổi ngược chiều khoảng 0.8% so với kỳ trước • Nếu tỷ giá VND/USD thay đổi 1,000 đồng (VND), trung bình GDP Việt Nam thay đổi chiều khoảng 0.9% so với kỳ trước 5.2 Hàm ý sách Xét góc độ cho thấy kinh DLOGY mã hóa biến D(Ln(Y)), sai phân tế Việt Nam kinh tế Trung Quốc có bậc biến Y (GDP Việt Nam) nhiều điểm tương đồng tăng dạng logarit tự nhiên; trưởng kinh tế, lạm phát, hiệu đầu tư, DLOGX1 mã hóa biến D(Ln(X1)), sai phân sách quản lý [11] bậc biến X1 (GDP Trung Quốc) dạng logarit tự nhiên; DX2 mã hóa biến D(X2), sai phân bậc biến X2 (giá dầu thô); Kinh tế Trung Quốc không tập trung nhiều vào số GDP tập trung vào hiệu đầu tư, đặc biệt số ết kiệm Để làm điều này, họ giảm DX3 mã hóa biến D(X3), sai phân bậc đầu tư nước đẩy mạnh đầu tư biến X3 (tỷ giá VND/USD) nước ngồi để nước khác có chi phí KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 5.1 Kết luận Dựa vào phương trình nhận nhân cơng rẻ nhiều sách ưu đãi FDI (Foreign Direct Investment - Đầu tư trực ếp nước ngoài) xét sau: Với Việt Nam, số GDP thu hút FDI • Nếu GDP Trung Quốc thay đổi 1% biện pháp “ chuẩn” để đánh giá Journal Of Science – Hong Bang International University ISSN: 2615 – 9686 64 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 sức khỏe kinh tế Do Trung Quốc trưởng GDP Việt Nam Nên hoạch đối tác lớn đầu tư vào Việt Nam, nên định, nghiên cứu vấn đề có liên quan cần ếp tục có biện pháp để tranh đến tốc độ tăng trưởng GDP Việt Nam, cần thủ nguồn vốn cho tăng trưởng kinh tế đặc biệt quan tâm đến sách điều Trong ngắn hạn, việc tranh thủ nguồn hành kinh tế Trung Quốc vốn FDI từ Trung Quốc giúp tăng trưởng Trong hoạt động hoạch định cần luôn GDP, lâu dài, doanh nghiệp quan tâm đến biến động xảy nước rút vốn lợi nhuận nước, kinh tế Trung Quốc hoàn dẫn đến cân ết kiệm cảnh có nhiều bất đồng quan hệ thương đầu tư làm suy yếu kinh tế Do Việt mại Mỹ - Trung Nam cần có biện pháp chuẩn bị vấn đề xảy Trong năm gần đây, tăng trưởng kinh tế Trung Quốc cho thấy dấu hiệu TÀI LIỆU THAM KHẢO chững lại, điều gây ảnh hưởng không tốt [1] Al-mulali, U, (2010), The impact of oil pric- tới kinh tế Việt Nam es on the exchange rate and economic growth Trung Quốc, thời gian dài, in norway hưởng lợi nhờ trì chế độ tỷ giá cố [2] Amano, R., Norden, S., (1998), ‘Oil prices định mức thấp đồng Nhân dân tệ so and the rise and fall of the US real exchange với đồng đô la Mỹ Nhưng áp lực từ Mỹ rate’, Journal of Interna onal Money and Fi- quốc tế mà Trung Quốc tuyên bố từ nance, vol 17, p 299-316 bỏ Từ học đó, Việt Nam nên trì tỷ giá thấp VND USD để hưởng lợi từ xuất hàng hóa Ngồi ra, tỷ giá thấp cịn đem lại lợi ích nhiều Việt Nam nước xuất dầu mỏ Vì Việt Nam kinh tế nhỏ, nên bị áp lực từ [3] Bénassy-Quéré, A., Mignon, V., & Penot, A, (2007), China and the rela onship between the oil price and the dollar Energy policy, 35(11), p 5795-5805 [4] Gokmenoglu, K., Azin, V., & Taspinar, N, phía quốc tế so với Trung Quốc Do đó, (2015), The rela onship between industrial việc trì tỷ giá VND/USD thấp có produc on, GDP, infla on and oil price: The thể áp dụng khoảng thời gian dài case of Turkey Procedia Economics and Fi- so với Trung Quốc nance, 25, p 497-503 Vì có tương quan lớn tốc độ tăng [5] Jayaraman, T., Choong, C., (2009), trưởng GDP Trung Quốc tốc độ tăng ‘Growth and oil price: A study of causal rela- ISSN: 2615 – 9686 Journal Of Science – Hong Bang International University 65 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 onships in small Pacific Island countries’, En- Pacific Economy, 21(1), p 91-102 ergy Policy, vol 37, p 2182-2189 [11] T., Phong, N V., & Trinh, B, (2016), Some [6] Jiménez-Rodríguez*, R., & Sánchez, M, Comparisons between the Vietnam and Chi- (2005), Oil price shocks and real GDP growth: na's Economic Structure, Policy Implica ons empirical evidence for some OECD coun- Advances in Management and Applied Eco- tries Applied economics, 37(2), p 201-228 nomics, 6(3), p 153 [7] Lizardo, R A., & Mollick, A V, (2010), Oil price fluctua ons and US dollar exchange rates Energy Economics, 32(2), p 399-408 [8] Sacombank, 2018 Báo cáo kinh tế vĩ mô năm 2018 [9] Soundarapandiyan, K., & Ganesh, M, (2017), An analy cal view of crude oil prices and its impact on Indian Economy IOSR Journal of Business and Management (IOSRJBM), p 23-28 [10] Taghizadeh-Hesary, F., Yoshino, N., Mohammadi Hossein Abadi, M., & Farboud- [12] Viện Konrad Adenauer, ( 2019), Báo cáo kinh tế vĩ mô quý I năm 2019 [13] Wong, K., & Shamsudin, M N, (2017), Impact of Crude Oil Price, Exchange Rates and Real GDP on Malaysia's Food Price Fluctua ons: Symmetric or Asymmetric? Internaonal Journal of Economics & Management, 11(1) [14] Nguyễn Trọng Hồi đồng sự, (2013), Giáo trình “Kinh tế phát triển”, Nxb Kinh tế TP Hồ Chí Minh manesh, R, (2016), Response of macro vari- [15] Nguyễn Quang Dong Nguyễn Thị ables of emerging and developed oil importers Minh, (2013), Giáo trình kinh tế lượng, trang to oil price movements Journal of the Asia 272 THE EFFECTS OF THREE FACTORS: CHINA’S GDP, CRUDE OIL PRICE, VND/USD EXCHANGE RATE TO THE GDP OF VIETNAM Tran Quang Canh*, Vu Truc Phuc ABSTRACT In recent times, the slowing growth of the China’s economy has the tendency to put pressure on the Vietnam's economy The fluctuation of oil price causes the instability to the world economy The unpredictability of the exchange market has a direct impact Journal Of Science – Hong Bang International University ISSN: 2615 – 9686 66 Tạp chí KHOA HỌC – Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng Số 10.2019:53–66 on Vietnam's trade and monetary stability This paper examines the simultaneous impact of China's GDP factors such as crude-oil prices, and VND/USD exchange rate on Vietnam's GDP Keywords: economic growth, China's GDP, Vietnam's GDP, crude oil price, VND/USD exchange rate Email: canhtq@hiu.vn * Received: 15/10/2019 Revised: 15/11/2019 Accepted for publication: 28/11/2019 ISSN: 2615 – 9686 Journal Of Science – Hong Bang International University ... [13] Việt Nam nước xuất gạo hàng đầu giới, bất ổn giá dầu chắn ảnh hưởng đến giá trị xuất gạo Việt Nam, ảnh hưởng đến GDP Việt Nam Việt Nam nước xuất dầu mỏ Dự tốn nguồn thu dầu thơ Việt Nam điều... H1: Giá trị GDP Trung Quốc (X1) tác động chiều lên biến phụ thuộc giá trị GDP Việt Nam (Y); H2: Giá dầu thô (X2) tác động ngược chiều lên biến phụ thuộc giá trị GDP Việt Nam (Y); H3: Tỷ giá VND/USD... 1997 đến 2018, gồm số thống kê GDP Việt Nam, Trung Quốc, giá dầu thô (đại diện giá dầu thô WTI - West Texas Intermediate gọi tên dầu ngọt, nhẹ Texas), tỷ giá VND/USD thông qua trang web quan thuộc